“引進來”“走出去”的技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈的效應研究
——基于研發(fā)能力和產(chǎn)業(yè)集聚的門限回歸檢驗

屠年松, 龔凱翔

一、引 言

自美國貿(mào)易代表辦公室于2018年發(fā)布“301”條款報告以來，局部地區(qū)經(jīng)貿(mào)關系日益緊張。與此同時，中國經(jīng)濟又在全球“新冠”大流行的背景下遭受到更嚴峻的挑戰(zhàn)。對此，中國必須推動制造業(yè)全球價值鏈(Global Value Chains, GVC)向高端攀升，以期更好地應對當前國際經(jīng)濟形勢。然而，中美貿(mào)易摩擦和疫情沖擊使雙邊貿(mào)易向第三國或第三方轉(zhuǎn)移，導致中國外商直接投資的非效率特征逐步顯現(xiàn)，進而弱化中國借助外商直接投資渠道實現(xiàn)的技術(shù)溢出，影響中國“引進來”和“走出去”的雙向技術(shù)溢出。在這樣的背景下，“引進來”和“走出去”的雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升的作用及特點是一個亟待研究的問題。相關學者發(fā)現(xiàn)技術(shù)溢出的實現(xiàn)及其強弱程度與個體的吸收能力緊密相關。這主要體現(xiàn)在組織范圍、組織內(nèi)部機制行為等方面。基于這一思路，本文使用產(chǎn)業(yè)集聚和研發(fā)能力衡量組織范圍和內(nèi)部機制行為下的個體吸收能力，嘗試探求在一定的技術(shù)溢出水平下，個體吸收能力對制造業(yè)價值鏈分工地位具有怎樣的間接作用。

具體地，隨著我國制造業(yè)價值鏈向高端攀升，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚程度逐漸高于中西部地區(qū)。但這在反方向促進制造業(yè)價值鏈攀升的同時，也形成了制造業(yè)的過度集聚導致的資源匱乏和成本增加等問題，最終阻礙制造業(yè)價值鏈攀升。顯然，產(chǎn)業(yè)集聚在一定的技術(shù)溢出條件下對制造業(yè)價值鏈攀升的具體作用尚未可知。另外，作為技術(shù)溢出發(fā)揮積極的價值鏈攀升作用的“關鍵先生”，研發(fā)能力又是否始終在技術(shù)溢出受到?jīng)_擊的背景下對制造業(yè)價值鏈分工地位攀升有促進作用？雙向技術(shù)溢出是否會在兩者影響下對制造業(yè)價值鏈攀升有門限性的影響特征？對此，本文在基準研究基礎上，借助門限回歸，嘗試對上述問題進行回答。

本文的研究意義在于，在理論驗證雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈分工地位的影響作用的基礎上豐富了技術(shù)溢出與吸收能力的現(xiàn)有研究，進而考慮雙向技術(shù)溢出對中國制造業(yè)價值鏈攀升的影響的省域異質(zhì)性和門限特征，為我國制造業(yè)在貿(mào)易摩擦背景下精準施策，變挑戰(zhàn)為機遇，推動其向全球價值鏈高端邁進提供現(xiàn)實參考。

本文可能的貢獻在于，首先，在理論層面上分析技術(shù)溢出對制造業(yè)全球價值鏈分工地位的影響作用，并以產(chǎn)業(yè)集聚和研發(fā)能力作為突破點，延展了吸收能力在技術(shù)溢出對制造業(yè)全球價值鏈分工地位的影響中的作用角色。其次，本文基于異質(zhì)性檢驗和門限回歸等計量方法，研究并驗證了“引進來”和“走出去”的雙向技術(shù)溢出對中國制造業(yè)價值鏈攀升的異質(zhì)性作用與其門限特征，豐富了相關的研究成果。

二、文獻綜述

與本文相關的文獻主要集中在以下兩個方面：一是全球價值鏈的相關研究；二是技術(shù)溢出的相關研究。

首先，從與全球價值鏈相關的文獻來看，目前相關的研究主要圍繞著全球價值鏈的地位測度，全球價值鏈升級的影響因素以及全球價值鏈的影響效應三方面展開。

(1)從全球價值鏈的地位測度研究看，目前相關的全球價值鏈研究均圍繞以下四種測算方式展開，其一是Antràs等Antràs P., Chor D., Fally T., et al., “Measuring the Upstreamness of Production and Trade Flows”, , Vol.102, No.3, 2012, pp.412-416.基于某一特定產(chǎn)品距離最終需求的平均距離可衡量其全球價值鏈地位的思路提出的行業(yè)上游度指標；其二是Koopman等Koopman, Powers, Wang, “Give Credit Where Credit Is Due: Tracing Value Added in Global Production Chains”, No.16424, 2010.Koopman, Wang, Wei, “Tracing Value-Added and Double Counting in Gross Exports”, , Vol.104, No.2, 2014, pp.459-494.基于某行業(yè)作為中間產(chǎn)品的提供者和需求者在產(chǎn)品供應中的相對重要性的思路提出的GVC地位指數(shù)；其三是Hausman等Hausmann, R., Hwang, J., Rodrik, D., “What You Export Matters”, , Vol.12, No.1, 2007, pp.1-25.從技術(shù)層面入手提出的出口技術(shù)復雜度指標，該指標認為出口技術(shù)復雜度較高行業(yè)的全球價值鏈地位也較高；其四是Hummels等Hummels, D. L., Ishii, J., Yi, K.M., “The Nature and Growth of Vertical Specialization in World Trade”, , Vol.54, No.1, 2001, pp.75-96.提出的垂直專業(yè)化指數(shù)。在以上四種方式的基礎之上，相關學者進行了改進。如張杰等綜合考慮代理商、中間產(chǎn)品等因素的影響，基于貿(mào)易附加值視角從微觀層面提出了國內(nèi)附加值率，而馬盈盈、盛斌也從貿(mào)易附加值角度對出口技術(shù)復雜度指標進行了改進。

(2)從全球價值鏈升級的影響因素來看，目前相關的全球價值鏈升級影響因素研究主要從微觀、中觀和宏觀三個層面展開。從微觀層面上看，張盼盼、陳建國從制造業(yè)企業(yè)的角度出發(fā)，通過實證研究論證了企業(yè)融資約束對于制造業(yè)全球價值鏈升級的負向影響。從中觀層面上看，郎鄲妮、劉宏曼從農(nóng)業(yè)全球價值鏈的角度出發(fā)，通過系統(tǒng)GMM方法研究了生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展對于農(nóng)業(yè)全球價值鏈升級的正向影響。從宏觀層面上看，胡昭玲、宋佳從出口價格變化的角度出發(fā)，實證研究了一國制度發(fā)展對中國制造業(yè)全球價值鏈升級的正向影響。

(3)從全球價值鏈升級的影響效應來看，相關研究主要從經(jīng)濟效應和社會效應兩個層面展開。首先從經(jīng)濟效應來看，任志成、張幸從上市公司層面出發(fā)，借助不同測算方式下的GVC指數(shù)和全要素生產(chǎn)率發(fā)現(xiàn)GVC參與顯著改善了非勞動密集型企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。其次從社會效應來看。史青、趙躍葉關注全球價值鏈嵌入的就業(yè)效應，發(fā)現(xiàn)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率的提升對就業(yè)規(guī)模有明顯的促進作用。

其次從與技術(shù)溢出相關的研究來看，相關學者指出技術(shù)溢出來源于知識與技術(shù)的外部性，而與此相關的研究也主要集中在技術(shù)溢出的主要渠道和作用途徑兩個方面。

(1)從技術(shù)溢出的主要渠道來看，相關學者指出國際進口貿(mào)易、外商直接投資和對外直接投資是最主要的三種渠道。其中，Coe和HelpmanCoe, D. T., Helpman, E., “International R&D Spillovers”, , Vol.39, No.5, 1995, pp.859-887.通過構(gòu)建C-H模型論證了相關國家借助進口貿(mào)易渠道實現(xiàn)的技術(shù)溢出；Potterie和LichtenbergPotterie, B. P., Lichtenberg, F., “Does Foreign Direct Investment Transfer Technology Across Borders?”, , Vol.83, No.3, 2001, pp.490-497.在C-H模型的基礎上研究了國家借助外商直接投資渠道實現(xiàn)的技術(shù)溢出。而在以上的技術(shù)溢出研究之間，F(xiàn)osfuri和MottaFosfuri, A., Motta, M., “Multinationals without Advantages”, , Vol.101, No.4, 1999, pp.617-630.則在古諾模型的基礎上發(fā)現(xiàn)了對外直接投資的逆向技術(shù)溢出。

(2)從與技術(shù)溢出作用途徑的相關研究來看，李小平從靜態(tài)和動態(tài)兩方面入手，從競爭效應、干中學效應和規(guī)模經(jīng)濟效應三個方面論證了進口國家借助國際貿(mào)易渠道實現(xiàn)技術(shù)溢出的途徑。楊紅麗、陳釗從水平溢出和垂直溢出兩個層面出發(fā)，提出了示范效應、競爭效應、培訓效應和聯(lián)系效應是外商直接投資對東道國實現(xiàn)技術(shù)溢出的主要途徑。而付海燕發(fā)現(xiàn)對外直接投資逆向技術(shù)溢出的主要途徑是跨國子公司在東道國取得技術(shù)溢出并向母國反饋，即技術(shù)溢出可通過增強一國技術(shù)創(chuàng)新能力推動制造業(yè)的全球價值鏈升級。

綜上所述，目前絕大多數(shù)與全球價值鏈相關的研究都著眼于從宏觀或微觀層面去探討制造業(yè)全球價值鏈分工地位核算、影響因素及其經(jīng)濟社會效應。而技術(shù)溢出相關研究也都還聚焦于技術(shù)溢出來源及其影響因素。即是說目前與技術(shù)溢出對制造業(yè)全球價值鏈分工地位的影響的相關研究較少，而這也是本文研究的出發(fā)點所在。

三、理論機制及待檢驗假說

為探討“引進來”和“走出去”的技術(shù)溢出對中國制造業(yè)價值鏈攀升的影響作用，本文借鑒耿曄強和白力芳的分析，認為在全球價值鏈國際分工背景下，各國按照其優(yōu)勢資源參與國際分工?？鐕驹?[0，1]的區(qū)間進行產(chǎn)品生產(chǎn)，其中，區(qū)間[0，]在發(fā)展中國家，區(qū)間[,1]在發(fā)達國家。值越大越表明一國處于價值鏈越高端。借鑒韓亞峰、馮雅倩的研究，本文以()和()衡量一國單位產(chǎn)品生產(chǎn)的技術(shù)和勞動投入，以()衡量該國在全球價值鏈特定位置的生產(chǎn)單位，通過對研發(fā)環(huán)節(jié)和生產(chǎn)環(huán)節(jié)的技術(shù)和勞動投入的高低排序知=()()是單調(diào)遞增函數(shù)。

沿用韓亞峰、馮雅倩的研究思路，本文假定一國產(chǎn)品生產(chǎn)只使用技術(shù)和勞動兩種要素，生產(chǎn)函數(shù)為函數(shù)，成本函數(shù)如式(2)：

()=···1-

(1)

=··+·-·

(2)

在此基礎上本文假設一國單位產(chǎn)品價格為，構(gòu)造利潤函數(shù)，根據(jù)利潤最大化準則得到式(3)和式(4)：

??=(1-)·····--=0

(3)

??=····-1·1---=0

(4)

利用式(4)除以式(3)，將結(jié)果代入生產(chǎn)函數(shù)，可得一國在價值鏈生產(chǎn)中的資本和勞動力投入，如式(6)和式(7)。

[(1-)]··=(+)

(5)

(6)

(7)

鑒于發(fā)達國家和發(fā)展中國家具有類似的生產(chǎn)函數(shù)和成本函數(shù)，我們依據(jù)式(6)和式(7)直接寫出發(fā)達國家和發(fā)展中國家各自在價值鏈生產(chǎn)中的資本投入和勞動投入，得到其價值鏈分工中的生產(chǎn)成本函數(shù)：

(8)

(9)

發(fā)達國家和發(fā)展中國家憑借自身優(yōu)勢資源參與價值鏈生產(chǎn)，選擇其在價值鏈分工中的地位。故當價值鏈分工處于均衡狀態(tài)時，均衡點滿足：

(10)

進一步地，基于相關學者關于外商直接投資、進口貿(mào)易和對外直接投資等可以通過示范效應、產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應、競爭效應以及人力資本流動效應等方式實現(xiàn)雙向技術(shù)溢出，強化一國技術(shù)能力的研究結(jié)論，本文參考李群峰和韓亞峰、馮雅倩的技術(shù)溢出模型，構(gòu)建一個函數(shù)式的雙向技術(shù)溢出模型。其中，、、分別衡量的是發(fā)展中國家通過外商直接投資、進口貿(mào)易和對外直接投資獲得的雙向技術(shù)溢出，即“引進來”和“走出去”的技術(shù)溢出。和衡量的是發(fā)展中國家對雙向技術(shù)溢出的市場集聚效應和研發(fā)吸收能力，和分別是發(fā)達國家和發(fā)展中國家的技術(shù)水平，衡量的是技術(shù)差距，衡量的是影響發(fā)展中國家技術(shù)力量的其余因素。

(11)

在式(11)的基礎上，為明確“引進來”“走出去”的雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升的影響，驗證產(chǎn)業(yè)集聚和研發(fā)投入的特定效應，本文從外商直接投資技術(shù)溢出、進口貿(mào)易技術(shù)溢出和對外直接投資逆向技術(shù)溢出三個方面對式(11)進行簡化整理。以式(12)的外資技術(shù)溢出為例，將之代入式(10)，構(gòu)建如式(13)的隱函數(shù)：

(12)

(13)

對式(13)中的隱函數(shù)求導可知??=-(??)??>0，即提高一國對于外商直接投資的吸引力，強化外商直接投資的正向技術(shù)溢出，有利于該國制造業(yè)全球價值鏈攀升。

同理，進口貿(mào)易技術(shù)溢出、對外直接投資逆向技術(shù)溢出、產(chǎn)業(yè)集聚和研發(fā)能力有類似結(jié)果。由此，我們提出待檢驗假說H1：

假說H1：在技術(shù)溢出視角下，強化中國雙向技術(shù)溢出效應有利于我國制造業(yè)全球價值鏈向高端攀升。

但相關學者發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國家在借助技術(shù)進步推動制造業(yè)價值鏈攀升時會面臨發(fā)達國家核心技術(shù)封鎖，技術(shù)轉(zhuǎn)化配套能力不匹配等問題，從而導致對國外技術(shù)溢出的過度依賴，甚至喪失自主研發(fā)能力，形成“低端鎖定”困局。這說明單純依靠雙向技術(shù)溢出推動價值鏈攀升是遠遠不夠的，提升自身研發(fā)能力十分必要。一方面，發(fā)展中國家通過提高自主研發(fā)能力，強化對技術(shù)溢出的吸收和對外部知識的獲取，放大雙向技術(shù)溢出對我國制造業(yè)價值鏈攀升的積極作用；另一方面，發(fā)展中國家的研發(fā)能力影響著雙向技術(shù)溢出的發(fā)生與否及其強弱程度。從產(chǎn)業(yè)集聚層面來看，盡管產(chǎn)業(yè)集聚往往可以形成雙向技術(shù)溢出的規(guī)模效應，推動制造業(yè)價值鏈向高端發(fā)展，但也存在將雙向技術(shù)溢出的劣質(zhì)成分放大的可能，造成對雙向技術(shù)溢出質(zhì)量的“稀釋”，進而阻礙制造業(yè)價值鏈向高端發(fā)展的可能性。由此，我們提出待檢驗假說H2和H3：

假說H2：雙向技術(shù)溢出可進一步通過消化吸收推動我國制造業(yè)價值鏈攀升。

假說H3：雙向技術(shù)溢出在產(chǎn)業(yè)集聚效應下對制造業(yè)價值鏈攀升的影響尚不明確。

四、計量模型及變量說明

(一)計量模型構(gòu)建

為驗證前文理論和假說，明確研發(fā)能力和產(chǎn)業(yè)集聚下的雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升的影響，本文以我國31個省(市)(不考慮港澳臺地區(qū))作為研究對象，構(gòu)建2004—2017年的省域面板數(shù)據(jù)，建立如下計量模型：

ln=+·ln+·ln+·+·ln×ln+
·ln×+·+++

(14)

ln=+·ln+·ln+·+·ln×ln+
·ln×+·+++

(15)

ln=+·ln+·ln+·+·ln×ln+
·ln×+·+++

(16)

其中，表示省份，表示年份。為制造業(yè)價值鏈地位，采用技術(shù)復雜度表示，其值越大說明制造業(yè)價值鏈地位越高。、和為外商直接投資、進口貿(mào)易和對外直接投資引致的技術(shù)溢出，為研發(fā)能力、為產(chǎn)業(yè)集聚。為控制變量，具體包含人力資本、物質(zhì)資本、基礎設施和經(jīng)濟自由度。為個體效應，為時間效應，為隨機誤差項。

(二)指標構(gòu)建

(1)被解釋變量：制造業(yè)價值鏈地位。如同前文文獻綜述，目前學界關于制造業(yè)價值鏈地位的衡量方法很多，但考慮到本文的研究主要基于我國省域?qū)用娴拿姘鍞?shù)據(jù)展開，而出口技術(shù)復雜度能夠合理地從省級層面測算各省份的制造業(yè)價值鏈地位?；诖?，本文借鑒邱斌、葉龍鳳等的研究，同時考慮到發(fā)達國家牢牢控制著研發(fā)設計等技術(shù)復雜度較高的行業(yè)，而發(fā)展中國家只能從事產(chǎn)品組裝生產(chǎn)等技術(shù)復雜度較低的行業(yè)的現(xiàn)實，認為一國或地區(qū)的出口技術(shù)復雜度能反映其制造業(yè)的全球價值鏈地位。更具體地，在當前的全球價值鏈分工背景下，人均GDP較高的發(fā)達國家專業(yè)化從事技術(shù)復雜度較高的產(chǎn)品生產(chǎn)，而人均GDP較低的發(fā)展中國家專業(yè)化從事技術(shù)復雜度較低的產(chǎn)品生產(chǎn)。由此，本文以出口技術(shù)復雜度作為制造業(yè)全球價值鏈地位的代理變量。測算時沿用邱斌、葉龍鳳等的方法，將行業(yè)的出口復雜度定義為特定產(chǎn)品出口國的人均GDP的加權(quán)平均值，并進一步通過加權(quán)平均值的方法將行業(yè)出口復雜度擴展至省級層面。具體的權(quán)重如式(17)和式(18)所示。

(17)

(18)

其中，代表第類行業(yè)的技術(shù)復雜度，指的是省第類行業(yè)出口額，為省總出口額。為省人均GDP，為避免通貨膨脹的影響，本文采用物價指數(shù)對人均GDP進行消脹處理。

(2)核心解釋變量：雙向技術(shù)溢出?，F(xiàn)有研究指出外商直接投資、進口貿(mào)易和對外直接投資是雙向的外國技術(shù)溢出的主要渠道。陳昭、林濤指出一國企業(yè)所獲得的創(chuàng)新性技術(shù)溢出與外商直接投資金額緊密相關，而在此之前，黃犚、張臺秋認為外商投資金額或者進口商品越多，物化于該渠道的技術(shù)溢出就越多。沿著這一邏輯，同時受限于相關的數(shù)據(jù)可得性，本文使用三種渠道下的投資額和進口額的對數(shù)值作為雙向技術(shù)溢出的代理變量，以此衡量技術(shù)溢出的大小。具體地，本文借鑒鄭展鵬、王洋東的研究，采用各省滯后一期的外商投資總額對數(shù)值和進口貿(mào)易額對數(shù)值衡量外資技術(shù)溢出和進口貿(mào)易技術(shù)溢出；采用各省歷年對外直接投資存量對數(shù)值衡量對外直接投資逆向技術(shù)溢出。

(3)門限變量：研發(fā)能力和產(chǎn)業(yè)集聚。陳秀英、劉勝指出外國技術(shù)溢出是否發(fā)生以及發(fā)生的強弱程度與一國的吸收能力緊密相關。由此，本文借鑒丁一兵、張弘媛和戴翔、徐柳等的研究，以研發(fā)能力和產(chǎn)業(yè)集聚程度衡量我國對外國技術(shù)溢出的吸收能力，以考察雙向技術(shù)溢出在我國技術(shù)吸收能力的影響作用下對制造業(yè)價值鏈攀升的間接作用。同時，本文進一步將研發(fā)能力和產(chǎn)業(yè)集聚程度作為門限變量納入到后續(xù)的門限回歸當中，以檢驗其門限作用。具體地，本文采用各省當年內(nèi)部支出額對數(shù)值衡量研發(fā)能力，采用各省工業(yè)產(chǎn)值占全國工業(yè)產(chǎn)值的比重與省生產(chǎn)總值占全國生產(chǎn)總值的比重之比衡量產(chǎn)業(yè)集聚程度?？紤]到數(shù)據(jù)一致性，本文采用人民幣兌美元年均匯率進行換算。

(4)控制變量：為減輕遺漏變量導致的內(nèi)生性和估計偏差問題，本文借鑒以上學者的研究，在計量模型中加入人力資本、物質(zhì)資本、基礎設施和經(jīng)濟自由度等控制變量。其中人力資本采用人均受教育年限衡量，測算方式為6*小學比重+9*初中比重+12*高中比重+16*大專及以上比重，物質(zhì)資本采用各省歷年固定資產(chǎn)投資總額衡量，基礎設施采用各省每萬人的公路里程數(shù)衡量，經(jīng)濟自由度采用市場化水平衡量，測算方法為1-國有單位就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比例。

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文價值鏈測度數(shù)據(jù)來自于國研網(wǎng)對外貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，外商直接投資、進口貿(mào)易和研發(fā)投入等控制變量數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》，對外直接投資數(shù)據(jù)來自于《中國對外直接投資公報》，人力資本數(shù)據(jù)來自于《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，而經(jīng)濟自由度數(shù)據(jù)來自于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。人民幣兌美元年平均匯率數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局，物價指數(shù)數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》。在以上數(shù)據(jù)來源的基礎上，本文借鑒孫昊、胥莉的方法，考慮到本文缺失數(shù)據(jù)多為年份之間的數(shù)據(jù)，采用均值插值法對少數(shù)缺失數(shù)據(jù)進行插值補全。相關的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果

(一)基準回歸估計

本文對模型(14)—(16)進行混合回歸，通過F檢驗和Hausman檢驗認為固定效應模型更為合適，同時考慮誤差項自相關、異方差和截面相關問題，本文進行了“引進來”和“走出去”的技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升的基準研究，結(jié)果如表2所示。其中，第(1)列和第(2)列是外商直接投資技術(shù)溢出為核心解釋變量的結(jié)果，第(3)列和第(4)列是進口貿(mào)易技術(shù)溢出為核心解釋變量的結(jié)果，第(5)列和第(6)列是對外直接投資逆向技術(shù)溢出為核心解釋變量的結(jié)果。

首先，從“引進來”和“走出去”的雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升的直接效應來看，在控制雙向固定效應的情況下，外商直接投資技術(shù)溢出和進口貿(mào)易技術(shù)溢出顯著推進了我國制造業(yè)全球價值鏈攀升，這與假說H1相符；但對外直接投資逆向技術(shù)溢出卻對制造業(yè)全球價值鏈攀升表現(xiàn)出了不顯著的負向作用，這卻與假說H1不符。具體來看，在外商直接投資技術(shù)溢出方面，結(jié)果表明外商直接投資技術(shù)溢出可以通過示范效應、競爭效應、培訓效應和關聯(lián)效應等途徑推動我國技術(shù)進步，進而促進我國制造業(yè)價值鏈攀升。而進口貿(mào)易技術(shù)溢出也與外商直接投資技術(shù)溢出類似，可通過競爭效應、規(guī)模效應和干中學效應等途徑促進我國制造業(yè)技術(shù)進步，推動全球價值鏈攀升。在對外直接投資逆向技術(shù)溢出方面，該技術(shù)溢出卻表現(xiàn)出對制造業(yè)價值鏈的不顯著負向作用。其中可能的原因是，中國制造業(yè)對外直接投資起步較晚，行業(yè)分布不均，逆向技術(shù)溢出存量較低，尚不足以對制造業(yè)價值鏈攀升發(fā)揮積極作用。據(jù)《2018年中國對外直接投資統(tǒng)計公報》顯示，2018年末中國對外直接投資存量中亞洲國家占比64.4%，發(fā)展中國家占比86.2%。這在一定程度上導致對外直接投資逆向技術(shù)溢出的質(zhì)量較差，形成逆向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升的不顯著負向作用。

其次，從“引進來”和“走出去”的雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升的間接效應來看，在控制雙向固定效應的情況下，雙向技術(shù)溢出在研發(fā)能力的間接作用下對制造業(yè)全球價值鏈攀升呈顯著的正向作用，但在產(chǎn)業(yè)集聚的間接作用下對制造業(yè)全球價值鏈攀升呈顯著的負向作用。這與假說H2相符，同時也回答了假說H3。具體地，從雙向技術(shù)溢出與研發(fā)能力的交乘項回歸結(jié)果來看，該結(jié)果表明，在一定的雙向技術(shù)溢出水平下，研發(fā)能力的增強可以提高我國對外國技術(shù)溢出的消化吸收能力，進而促進技術(shù)進步，推動制造業(yè)全球價值鏈攀升。即是說，雙向技術(shù)溢出可以經(jīng)過我國制造業(yè)消化吸收后推動制造業(yè)全球價值鏈攀升。從雙向技術(shù)溢出與產(chǎn)業(yè)集聚的交乘項的回歸結(jié)果來看，該結(jié)果表明，在一定的雙向技術(shù)溢出水平下，產(chǎn)業(yè)集聚程度的提高會對我國制造業(yè)價值鏈攀升造成顯著的阻礙作用?？赡艿脑蚴牵a(chǎn)業(yè)集聚會“促成”外商直接投資技術(shù)溢出的劣質(zhì)成分的規(guī)模效應，擴大進口貿(mào)易技術(shù)溢出的擠出效應，進而妨礙我國制造業(yè)研發(fā)效率的提升，最終掣肘制造業(yè)價值鏈攀升。

表2 基準回歸

(續(xù)上表)

(二)異質(zhì)性檢驗

為檢驗“引進來”和“走出去”的雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升的地區(qū)異質(zhì)性，本文按我國地區(qū)劃分標準，將31個省(市)劃分成東、中、西三個地區(qū)進行異質(zhì)性檢驗。結(jié)果如表3所示。

表3 異質(zhì)性檢驗

從“引進來”和“走出去”的雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升的直接作用來看，整體結(jié)果與基準回歸差異不大，但也存在細微差異。具體地，盡管東部和中部地區(qū)的外商直接投資技術(shù)溢出和進口貿(mào)易技術(shù)溢出都表現(xiàn)出了對制造業(yè)價值鏈攀升的正向作用，但中部地區(qū)的正向推動作用卻是最大的。類似地，除東部地區(qū)外，對外直接投資逆向技術(shù)溢出也對中西部地區(qū)的制造業(yè)價值鏈攀升呈現(xiàn)顯著的正向作用，其中，仍然是中部地區(qū)的正向推動作用最明顯。這說明在當前情況下，雙向技術(shù)溢出對于制造業(yè)全球價值鏈攀升的直接作用有明顯的異質(zhì)性特征。

從“引進來”和“走出去”的雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升的間接作用來看，在研發(fā)能力和產(chǎn)業(yè)集聚的間接作用下，雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升的間接作用的異質(zhì)性特征就更加明顯。

首先從雙向技術(shù)溢出與研發(fā)能力的交乘項回歸結(jié)果看，在一定的技術(shù)溢出水平下，東部地區(qū)外商直接投資技術(shù)溢出未在研發(fā)能力的間接作用下對制造業(yè)價值鏈攀升表現(xiàn)出顯著的積極作用，而中西部地區(qū)卻表現(xiàn)出了負向作用。這一差異性的結(jié)果說明，與較強的研發(fā)能力相伴的往往是較強的吸收能力，這可以有效發(fā)揮技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升的正向作用。在研發(fā)能力較弱時，由于缺乏對技術(shù)溢出的有效吸收，往往導致技術(shù)溢出以先進生產(chǎn)要素形式參與利益分配，主導我國制造業(yè)價值鏈攀升，形成價值鏈“低端鎖定”困局。其次從雙向技術(shù)溢出與產(chǎn)業(yè)集聚的交乘項的回歸結(jié)果看，在一定的技術(shù)溢出水平下，除東部地區(qū)外，中西部地區(qū)的技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升均表現(xiàn)出一定的正向作用，可東部地區(qū)卻是負向作用。這說明，隨著產(chǎn)業(yè)集聚程度的增強，其規(guī)模效應更多體現(xiàn)為壟斷等非效率特征，形成對技術(shù)溢出的擠出，掣肘技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升的積極作用，這一點從產(chǎn)業(yè)集聚回歸結(jié)果可以得到印證。當產(chǎn)業(yè)集聚程度較低時，其對制造業(yè)價值鏈向高端攀升的正向作用尚未顯現(xiàn)，此時產(chǎn)業(yè)間技術(shù)溢出更多地表現(xiàn)為規(guī)模經(jīng)濟等效率特征；當產(chǎn)業(yè)集聚達到一定程度后，其對制造業(yè)價值鏈攀升的正向作用逐漸顯現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)間技術(shù)溢出更多地表現(xiàn)出壟斷等非效率特征，造成對技術(shù)溢出的擠出效應，阻礙技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升的正向作用?；诖耍疚恼J為研發(fā)能力和產(chǎn)業(yè)集聚對制造業(yè)價值鏈攀升的作用存在門限效應特征，后文將對此進行進一步研究。

(三)穩(wěn)健性檢驗

首先是內(nèi)生性處理。由于經(jīng)濟慣性，模型中可能存在雙向技術(shù)溢出與制造業(yè)價值鏈攀升“互為因果”導致的內(nèi)生性問題。對此，本文采用核心解釋變量的滯后一期作為工具變量，采用面板工具變量法進行內(nèi)生性處理。其次是考慮數(shù)據(jù)異常問題。本文對各個變量按1%的口徑進行數(shù)據(jù)縮尾平滑處理，在一定程度上規(guī)避數(shù)據(jù)異常對結(jié)果的影響。最后改變估計方法，考慮到模型中可能存在的非線性關系，采用極大似然估計法進行穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 穩(wěn)健性檢驗

從表4的檢驗結(jié)果可知，在控制模型內(nèi)生性后，雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升的正向作用仍然穩(wěn)健。而技術(shù)溢出和研發(fā)能力與產(chǎn)業(yè)集聚兩者的交乘項結(jié)果與基準回歸差異不大。這說明了前文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，也進一步驗證了基準回歸關于假說H1、假說H2和假說H3的論述的合理性。需要指出的是，技術(shù)溢出與研發(fā)能力、產(chǎn)業(yè)集聚的交乘項的回歸結(jié)果未完全表現(xiàn)出顯著性?？赡艿脑蛟谟冢何覈邪l(fā)能力與產(chǎn)業(yè)集聚程度整體水平不高，地區(qū)水平參差不齊，一定程度上弱化了雙向技術(shù)溢出在研發(fā)吸收能力和產(chǎn)業(yè)集聚效應下對制造業(yè)價值鏈攀升的影響。從其余穩(wěn)健性檢驗結(jié)果看，結(jié)果與基準回歸并無明顯差異，這印證了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

六、進一步分析——門限效應研究

(一)門限回歸模型

在前文異質(zhì)性檢驗的基礎上，本文認為研發(fā)能力和產(chǎn)業(yè)集聚對制造業(yè)價值鏈攀升的作用存在門限效應特征。對此，本文借鑒HansenHansen, B. E., “Sample Splitting and Threshold Estimation”, , Vol.68, No.3, 2000, pp.575-603.和郭濤、孫玉陽的研究，構(gòu)建非動態(tài)面板門限回歸模型進行研發(fā)能力和產(chǎn)業(yè)集聚的門限特征驗證，分析其對雙向技術(shù)溢出促進制造業(yè)價值鏈攀升的作用異質(zhì)性。對此，本文設定如下單門限回歸模型：

ln=+·ln·(≤)+·ln·(>)+·ln+·+
·ln×ln+·ln×+·+++

(19)

ln=+·ln·(≤)+·ln·(>)+·ln+·+
·ln×ln+·ln×+·+++

(20)

ln=+·ln·(≤)+·ln·(>)+·ln+·+
·ln×ln+·ln×+·+++

(21)

其中，為模型門限變量，具體為研發(fā)能力和產(chǎn)業(yè)集聚程度，(·)為指示變量，當大于門限值時取值為1，反之則為0，為門限值?？紤]到經(jīng)濟社會中可能存在多門限值情況，本文進一步將式(19)到式(21)的單門限門檻回歸模型擴展為雙門限門檻回歸模型，具體如下：

ln=+·ln·(≤)+·ln·(<≤)+·ln·(>)+
·ln+·+·ln×ln+·ln×+·+++

(22)

ln=+·ln·(≤)+·ln·(<≤)+·ln·(>)+
·ln+·+·ln×ln+·ln×+·+++

(23)

ln=+·ln·(≤)+·ln·(<≤)+·ln·(>)+
·ln+·+·ln×ln+·ln×+·+++

(24)

(二)門限回歸結(jié)果

本文逐次將研發(fā)能力和產(chǎn)業(yè)集聚效應作為門限變量，基于模型(22)到模型(24)，得到的門限效應檢驗結(jié)果表明以研發(fā)能力為門限變量時，模型(23)存在兩個門限值，而以產(chǎn)業(yè)集聚為門限變量時，模型均存在一個門限值。對此，后續(xù)門限回歸分別取雙重門限回歸和單門限回歸。結(jié)果如表5所示。

延續(xù)前文的分析思路，從“引進來”和“走出去”的雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)全球價值鏈攀升的直接作用來看，不管回歸是以研發(fā)能力為門限變量還是以產(chǎn)業(yè)集聚為門限變量，外商直接投資技術(shù)溢出和進口貿(mào)易技術(shù)溢出對制造業(yè)全球價值鏈攀升都表現(xiàn)出顯著的正向促進作用，這與假說H1相符。類似于基準回歸，對外直接投資逆向技術(shù)溢出的回歸結(jié)果也與假說H1不符，這說明前文結(jié)果是穩(wěn)健的。同時，本文具體地對門限回歸結(jié)果進行分析。首先在以產(chǎn)業(yè)集聚為門限變量的回歸結(jié)果當中，本文發(fā)現(xiàn)在不同的產(chǎn)業(yè)集聚程度下，外商直接投資技術(shù)溢出直接效應對制造業(yè)全球價值鏈攀升的影響作用表現(xiàn)出單調(diào)遞減特征，進口貿(mào)易技術(shù)溢出和對外投資逆向技術(shù)溢出結(jié)果與此類似。這說明隨著產(chǎn)業(yè)集聚的擴大，其對制造業(yè)價值鏈攀升的正向作用逐漸顯現(xiàn)，同時也形成了規(guī)模經(jīng)濟對技術(shù)溢出的擠出效應，放大外商直接投資的劣質(zhì)成分，阻礙雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升的積極作用。類似地，從以研發(fā)能力為門限變量的結(jié)果中可以看出，在不同研發(fā)能力的情況下，外商直接投資技術(shù)溢出和進口貿(mào)易技術(shù)溢出整體上對制造業(yè)價值鏈攀升的影響表現(xiàn)出“遞增—遞減”的趨勢，但對外投資逆向技術(shù)溢出卻表現(xiàn)出“遞減—遞增”的趨勢?？赡艿脑蚴?，中國制造業(yè)對外投資起步較晚，行業(yè)分布不均，從而導致逆向技術(shù)溢出存量較低，尚不足以表現(xiàn)出顯著的正向作用。另外，這一差異性的回歸結(jié)果也肯定了研發(fā)能力在外國技術(shù)溢出推動我國制造業(yè)全球價值鏈攀升的間接作用當中扮演的“關鍵先生”角色。

表5 門限回歸結(jié)果

其次，從“引進來”和“走出去”的雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)全球價值鏈攀升的間接作用來看，整體上與前文沒有太大差異，即雙向技術(shù)溢出與研發(fā)能力的交乘項的回歸結(jié)果為正，與產(chǎn)業(yè)集聚的交乘項的回歸結(jié)果為負。這也驗證了前文的假說H2，并回答了假說H3。即是說，雙向技術(shù)溢出可以通過消化吸收后促進我國制造業(yè)的全球價值鏈攀升，但會在產(chǎn)業(yè)集聚的間接作用下阻礙制造業(yè)全球價值鏈攀升。

七、結(jié)論與政策啟示

(一)主要結(jié)論

基于中美貿(mào)易摩擦和新冠疫情對中國“引進來”和“走出去”的雙向技術(shù)溢出沖擊的基本現(xiàn)實，本文構(gòu)建了分析“引進來”和“走出去”的雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升作用的理論模型，利用中國省級面板數(shù)據(jù)，實證檢驗“引進來”和“走出去”的雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)全球價值鏈向高端攀升的影響，探究研發(fā)能力和產(chǎn)業(yè)集聚的間接作用。研究發(fā)現(xiàn)：(1)以外商直接投資和進口貿(mào)易為代表的“引進來”技術(shù)溢出顯著促進了我國制造業(yè)價值鏈攀升，且這一作用通過了穩(wěn)健性檢驗。這說明外商直接投資技術(shù)溢出和進口貿(mào)易技術(shù)溢出可以通過競爭效應、示范效應、干中學效應等促進技術(shù)創(chuàng)新，助力制造業(yè)價值鏈向高端攀升。(2)以對外直接投資為代表的“走出去”逆向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈向高端攀升產(chǎn)生了不顯著的負向作用，可能的原因是，中國制造業(yè)對外直接投資起步較晚，行業(yè)分布不均，從而導致逆向技術(shù)溢出存量較低，尚不足以發(fā)揮對外直接投資逆向技術(shù)溢出對價值鏈向高端攀升的積極作用。(3)研發(fā)能力和產(chǎn)業(yè)集聚能顯著促進制造業(yè)價值鏈攀升，但兩者與雙向技術(shù)溢出的交互作用卻完全相反。具體地，雙向技術(shù)溢出在與研發(fā)能力的交互作用下能顯著推動制造業(yè)價值鏈攀升，但在與產(chǎn)業(yè)集聚的交互作用下阻礙了制造業(yè)價值鏈攀升?？赡艿脑蚴牵a(chǎn)業(yè)過度集聚造成“產(chǎn)業(yè)同構(gòu)”現(xiàn)象，阻滯資源流通，抑制企業(yè)研發(fā)積極性，放大技術(shù)溢出的“劣質(zhì)成分”，造成規(guī)模經(jīng)濟對技術(shù)溢出的擠出效應，陷入“成也集聚，敗也集聚”的困局。(4)“引進來”和“走出去”的雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈的攀升作用在我國具有明顯的地區(qū)異質(zhì)性，這與地區(qū)研發(fā)吸收能力與產(chǎn)業(yè)集聚程度相關。通過門限回歸發(fā)現(xiàn)，“引進來”的技術(shù)溢出在研發(fā)能力的門限作用下對制造業(yè)價值鏈攀升表現(xiàn)出先遞增再遞減的影響力，“走出去”的技術(shù)溢出卻表現(xiàn)出先遞減再遞增的影響力。類似地，在產(chǎn)業(yè)集聚的門限作用下雙向技術(shù)溢出對制造業(yè)價值鏈攀升表現(xiàn)出單調(diào)遞減的影響力。

(二)政策啟示

(1)繼續(xù)擴大技術(shù)引進貿(mào)易，特別是高新技術(shù)引進。理論上，“引進來”的技術(shù)溢出可以推動制造業(yè)價值鏈攀升，但這一效應與技術(shù)質(zhì)量緊密相關，這需要在擴大技術(shù)引進貿(mào)易的同時加強政策引領，對技術(shù)引進質(zhì)量嚴格把控，強化對技術(shù)引進的吸收。特別是在中美貿(mào)易摩擦和疫情沖擊背景下，企業(yè)更需合理研判全球經(jīng)濟形勢，探尋新形勢下擴大技術(shù)引進貿(mào)易的可能來源和可行性，推動制造業(yè)價值鏈向高端攀升。

(2)精準施策。鑒于要素稟賦特點的地區(qū)異質(zhì)性，各地區(qū)政府應因地制宜支持企業(yè)發(fā)展。東部地區(qū)應注重研發(fā)創(chuàng)新能力的鞏固提高，同時合理控制產(chǎn)業(yè)集聚程度。中西部地區(qū)則更應該注重自主創(chuàng)新研發(fā)能力提升，促進產(chǎn)業(yè)集聚。同時，東中西部地區(qū)都應重視高技術(shù)企業(yè)發(fā)展，營造良好技術(shù)創(chuàng)新環(huán)境，加強對國外先進知識技術(shù)的吸收能力，積極引進海外高層次人才，有效利用海外創(chuàng)新資源促進產(chǎn)品技術(shù)進步或提高產(chǎn)品技術(shù)水平，從而推動我國制造業(yè)價值鏈向高端攀升。

(3)合理引領產(chǎn)業(yè)發(fā)展，探索合理最優(yōu)集聚程度。鑒于產(chǎn)業(yè)集聚程度對制造業(yè)價值鏈攀升的異質(zhì)性特征和門限效應的存在，政府應合理布局，引領產(chǎn)業(yè)發(fā)展，尤其是產(chǎn)業(yè)空間布局，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚對制造業(yè)價值鏈攀升的積極作用，同時地區(qū)政府應注重探索最優(yōu)產(chǎn)業(yè)集聚程度，在不同的產(chǎn)業(yè)集聚階段選擇產(chǎn)業(yè)集聚推進、產(chǎn)業(yè)集聚轉(zhuǎn)移和產(chǎn)業(yè)集聚適度等不同戰(zhàn)略，最大限度發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚對制造業(yè)價值鏈攀升的作用。