雙向FDI協同與全球價值鏈升級

鄭小玲，朱蕊

摘要：文章基于2006—2020年中國省級面板數據及跨國面板數據，探討雙向FDI協同互動與制造業全球價值鏈升級之間的影響關系。研究表明：雙向FDI協同互動對制造業全球價值鏈升級有顯著的正向影響，知識產權保護水平、政府調控力、行業規模、資本投入強度和基礎設施建設水平等對制造業全球價值鏈升級有不同程度的影響。中介機制檢驗結果表明，雙向FDI協同互動通過產業結構升級和技術進步兩條路徑助推制造業全球價值鏈升級。因此，全面推動雙向FDI協同互動，推動產業結構優化升級和企業技術創新，是助推中國制造業全球價值鏈升級的重要途徑。

關鍵詞：雙向FDI協同；制造業全球價值鏈；產業結構優化；技術進步；中介效應

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與制造業的融合發展，中國制造業在國際競爭中的資源基礎和比較優勢在發生變化。在經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所熟知，中國在工業制成品產量上處于全球領先水平。2021年，中國制造業增加值約為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勢的重要途徑。然而，中國制造業由于核心技術具有高度對外依賴性以及傳統要素稟賦成本上升，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、市場等資源至關重要［2-3］。中國對外直接投資流量已連續多年位居世界前列，2019年對外直接投資流量為全球第二，僅次于日本2。充分發揮中國在國際投資中的大國優勢，進一步增強雙向FDI 協同互動，對促進中國制造業全球價值鏈升級和推動經濟高質量發展具有重要的理論意義和現實意義，學者們已就相關問題展開了熱烈討論。關于跨境資本流動與全球價值鏈升級的關系，現有研究多集中于行業和企業層面，學者們分別基于IFDI、OFDI或雙向FDI視角展開討論。

從IFDI與全球價值鏈的關系來看：Winkler［4］對智利等國家的研究表明，IFDI的正向溢出效應有助于東道國全球價值鏈升級；李磊［5］以中國企業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全球價值鏈地位和出口國內附加值率，發現IFDI在促進全球價值鏈升級中存在“天花板”效應；屠年松［7］研究了制造業全球價值鏈在技術創新、制度環境等特定環境中的演進路徑，發現發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與全球價值鏈的關系來看：國內外學者的研究主要聚焦于OFDI的逆向技術溢出效應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能力，研究發現日本企業能夠通過OFDI的逆向技術溢出效應推動母國產業結構優化升級；王杰［9］基于微觀層面的分析發現，中國等發展中國家進行OFDI有利于促進企業產品、工藝等升級，從而推動全球價值鏈升級；劉斌［10］從企業和行業兩個層面進行的分析表明，OFDI可有效提升國家或地區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據并運用系統GMM方法進行的研究表明，制造業OFDI規模的快速擴張可能造成中國制造業資本向虛擬經濟領域流動，出現“離制造化”現象。

從雙向FDI與全球價值鏈的關系來看：黃凌云［12］選取中國制造業細分行業數據，運用面板向量自回歸模型測度雙向FDI互動水平，并分析不同技術進步路徑對雙向FDI互動發展的影響，研究發現中國雙向FDI存在協同互動效應；黃永明［13］認為，增強雙向FDI協同互動有利于推動我國產業全球價值鏈地位攀升，并且其協同溢出效應可以通過技術內化渠道和人力資本結構升級渠道推動全球價值鏈升級；張宗斌［14］通過分析雙向FDI發展現狀和全球價值鏈地位及其升級制約因素，發現產業共生和雙重技術溢出是IFDI和OFDI協同發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據，探究地區雙向FDI協同互動對制造業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，采用出口技術復雜度這一指標，測度一國某產業出口產品的技術結構，通過顯性比較優勢體現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協同互動對制造業全球價值鏈升級的影響效應及實現路徑；二是對于全球價值鏈地位的衡量，選用出口技術復雜度這一指標，不同于以省級面板數據測度行業出口技術復雜度，本文選取跨國面板數據先測算制造業出口技術復雜度，再加總至省級層面進而測算我國各省（區、市）制造業出口技術復雜度。

二、理論分析與研究假說

（一）雙向FDI協同互動對制造業全球價值鏈升級的直接影響

雙向FDI協同互動主要通過協同溢出效應、示范效應和競爭效應推動制造業全球價值鏈升級［16］。投資發展路徑理論認為，一國雙向跨境資本流動會借助技術溢出效應得以互動發展，發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系，在開放型經濟體中，IFDI和OFDI隨經濟發展呈現螺旋式上升的態勢。

雙向FDI協同互動主要表現在IFDI技術溢出效應與OFDI逆向技術溢出效應的交互上。一方面，東道國企業可憑借IFDI技術溢出效應獲得投資國企業先進的技術及經驗，優化資源配置，緩解國內資金短缺現狀，有效提升國內企業全要素生產率和行業整體技術水平；另一方面，投資國通過OFDI逆向技術溢出效應能夠輸出國內過剩產能，優化資源配置，改善資本和勞動力資源錯配的情況，使國內有限的生產要素得到更合理配置。在IFDI和OFDI協同互動過程中，協同溢出效應有助于提升出口產品技術含量，提升全球價值鏈的嵌入程度。雙向FDI協同互動的示范效應主要表現在雙向FDI協同溢出效應可為企業帶來更多收益，進而能夠帶動國內同行業企業進行技術學習和創新；另外，與之相關的上游企業為滿足生產要求會提供更高質量的原材料，而下游企業為更好利用高質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品國外增加值，提高企業出口技術復雜度，提升垂直專業化程度，推動全球價值鏈升級。雙向FDI協同互動的競爭效應是指在雙向FDI協同互動發展中，由于外資進入加劇了國外企業與本國企業的市場競爭，擠壓了本國企業的利潤空間，本國企業迫于競爭壓力會加大研發投入力度，進而倒逼企業進行自主創新研發和產業轉移，或者直接引進國外先進技術，這一過程帶來的人員等要素流動能夠帶動產業、技術升級，增強企業國際競爭力，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協同互動可以促進制造業全球價值鏈升級。

（二）雙向FDI協同互動通過產業結構優化升級促進制造業全球價值鏈升級

雙向FDI協同互動對制造業全球價值鏈的影響在不同地區因知識、技術等要素分布的不同故而表現有所差異，分布特征可以具象化為產業內部技術結構特征［17］。雙向FDI流動會產生地區產業比例關系的優化效應［18］，由于外商直接投資過程中會引進新產品、新產業，這有利于促進國際交流與合作，提升東道國新產業創新水平，促進新產業要素集聚，進而推動產業向高級化、合理化方向發展。另外，外商直接投資也可在一定程度上減少東道國企業進入海外市場的準入障礙，有利于東道國企業開拓國際市場，擴大生產規模。而對外直接投資可在一定程度上規避關稅、打破技術性貿易壁壘，從而使企業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，擴大企業出口規模，促進投資國產業結構調整。雙向FDI協同互動會使國內外產業因產品供需關系而形成相互關聯、互為基礎的產業關聯效應，這是產業或企業嵌入全球價值鏈時表現出的典型效應［19］。企業在生產過程中，當某個生產環節的技術或產值發生變化時，其上下游產業會受到一定影響，往往表現為產業重點依次轉移、要素密集度依次轉移、產品形態依次轉移等，產業呈現出高附加值化、高技術化等特點，進而影響產業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協同互動通過產業結構升級促進制造業全球價值鏈升級。

（三）雙向FDI協同互動通過技術進步促進制造業全球價值鏈升級

雙向FDI協同互動能夠擴大區域間可利用資本存量的絕對規模［17］，加快本土制造業企業生產技術的模仿和創新步伐，提升制造業企業高端環節嵌入能力。一方面，外商直接投資的技術溢出效應加劇了東道國市場競爭壓力，東道國企業通過“干中學”，學習投資國先進的生產技術和管理經驗，進而提高東道國企業勞動生產率，這也有助于企業擴大對外投資規模；另一方面，企業對外投資規模的擴大，有利于加強國內外企業人員交流，由此產生的學習效應有利于引入東道國的先進技術，打破技術壁壘，提升企業技術創新能力，為外商直接投資的進入創造更加有利的條件。在此過程中，提高雙向FDI協同互動水平，有利于企業在跨國投資活動中充分利用同行業企業生產的技術正外部性，促進企業整體技術進步，實現企業對國際知識資源的吸收與整合，進而有助于提升制造業出口競爭力。

技術進步主要源于技術引進和自主創新。在雙向FDI協同互動中，借助技術溢出效應、企業的品牌效應和銷售經驗以及企業成熟的分銷和零售網絡，國內加工貿易企業可以通過技術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易，擴大交易規模，進而在“量”上提升企業在全球價值鏈中的嵌入程度。在自主創新中，企業可以通過增加研發資金投入和人力資本投入增強創新研發能力，利用低成本的原材料生產具有高附加值的中間品進行再出口，節約傳統生產要素，使要素稟賦由勞動、資源密集型轉向技術密集型，提升出口技術復雜度，進而在“質”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協同互動通過技術進步促進制造業全球價值鏈升級。

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

三、模型構建與變量設定

（一）模型構建

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

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

模型（1）中：[ESI]表示制造業出口技術復雜度，[CH]表示雙向FDI協同互動水平，[Hum]表示人力資本，[KL]表示資本投入強度，[Gov]表示政府調控力，[Size]表示行業規模，[Infra]表示基礎設施建設水平，[i]、[t]分別表示地區和年份，[λ]表示固定效應，[ε]表示隨機擾動項。

此外，為驗證雙向FDI協同互動通過技術進步和產業結構升級影響制造業全球價值鏈升級的中介機制，本文借鑒溫忠麟的中介效應檢驗流程［20］，根據模型中各系數的顯著性判斷是否存在中介效應。中介效應模型如下：

[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協同互動對制造業全球價值鏈升級影響的總效應。模型（3）中，[λ2]表示雙向FDI協同互動對中介變量影響的直接效應。模型（4）中，[φ2]表示控制中介變量后，雙向FDI協同互動對制造業全球價值鏈影響的直接效應，[φ3]表示控制雙向FDI協同互動影響后，中介變量對制造業全球價值鏈升級影響的直接效應。

（二）變量說明

1.被解釋變量。本研究的被解釋變量為制造業全球價值鏈升級（[ESI]）。在國際分工體系中，發達國家出口技術復雜度較高，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，以制造業出口技術復雜度衡量制造業全球價值鏈地位，制造業出口技術復雜度數值越大，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類制造業產品數據2，先計算出制造業各類出口產品的出口技術復雜度（[PRODY]），再以中國各省（區、市）產品的出口額為權重，將計算出的產品層面的出口技術復雜度向省級層面加總，得到中國各省（區、市）的出口技術復雜度（[ESI]）。產品出口技術復雜度（[PRODY]）和中國各省（區、市）制造業出口技術復雜度（[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、產品、省（區、市）和時期，[xk，h，t]表示[t]時期[k]國[h]產品的出口額，[Xk，t] 表示[t]時期[k]國所有商品出口額，[Yk，t]表示[t]時期[k]國人均國民生產總值，[xq，h，t]表示[t]時期[q]省（區、市）[h]產品出口額，[Xq，t]表示[t]時期[q]省（區、市）制造業出口總額。

2.解釋變量。本研究的解釋變量為雙向FDI協同互動水平（[CH]）。本文借鑒黃凌云［12］的測度方法，以耦合協調度測度 IFDI 與 OFDI 協同互動發展水平，并構建雙向 FDI 協同發展指標。雙向 FDI 耦合度（[Ci，t]）、綜合調和度（[Ti，t]）和雙向 FDI 耦合協同度（[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、市），[t]表示年份，IFDI和OFDI分別為各省（區、市）外商直接投資流量和對外直接投資流量，[α]、[β]表示權重，[γ]為調節系數。需要說明的是，因對外直接投資和外商直接投資緊密相關，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業結構優化（[SZ]）和技術進步（[Tec]）。產業結構優化（[SZ]）包括產業結構高級化（[SH]）和產業結構合理化（[SR]）。本文借鑒劉榮增［21］的研究，以第三產業總產值與第二產業總產值之比衡量產業結構高級化水平，該比值越大，表明產業結構高級化水平越高；同時，本文借鑒干春暉［22］的研究，以泰爾指數衡量產業結構合理化水平。產業結構合理化水平（[SR]）的測算公式為：[SR=r=1n（YrY）ln（YrLr/YL）]。式中，[Yr]表示某省（區、市）[r]產業產出，[Y]為某省（區、市）總產出，[Lr]為某省（區、市）r產業就業人數，[L]為某省（區、市）總就業人數，[n]為產業部門總數。通常來說，產業結構合理化假定產業發展追求均衡布局，當經濟處于均衡狀態時，泰爾指數為0，即產業結構越均衡合理，產業結構合理化指數就越趨近于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求和，進而可以測度產業結構優化程度（[SZ]），[SZ=aSR+bSH]，其中[a=b=0.5]，[SZ]數值越大表示產業結構優化程度越高。另外，技術進步是雙向FDI協同互動的重要體現，各地區制造業憑借技術進步可以獲得更多的競爭優勢，進而提升制造業全球價值鏈地位。本文選用各省（區、市）國內專利授權數衡量技術進步（[Tec]），并對其進行取對數處理。

4.控制變量。結合前文理論分析以及既有研究，本文選取知識產權保護水平（[Know]）、政府調控力（[Gov]）、制造業行業規模（[Size]）、資本投入強度（[KL]）和基礎設施建設水平（[Infra]）作為控制變量。其一，知識產權保護能夠激發企業自主創新，推動技術進步和高質量發展，提高區域創新能力，其在深化國際分工中發揮了重要作用。本文參考胡凱［24］的研究，采用技術市場成交額占地區GDP的比重衡量知識產權保護水平。其二，政府決策會影響企業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 GDP的比重來衡量地方政府調控力。其三，行業規模可影響制造業專業化生產，本文采用制造業城鎮單位從業人員數來衡量制造業行業規模。其四，固定資產投資可以反映生產過程中新產品創新研發和生產工藝革新，本文采用制造業固定資產投資額與制造業城鎮單位就業人員數的比值來衡量資本投入強度。其五，基礎設施建設可通過降低企業運營成本等影響企業生產效率，本文采用地區人均城市道路面積衡量基礎設施建設水平。

（三）數據來源及變量的描述性統計分析

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

表1是變量的描述性統計結果。需要說明的是，因存在異常大的觀測值，為使數據更加平穩，故本文對部分數據進行了對數處理以減小異方差。由表1可知：出口技術復雜度的最大值為10.59，最小值為9.80，說明不同年份各省（區、市）出口技術復雜度存在一定差異；雙向FDI協同互動水平的最小值為1.96，最大值為7.34，表明各省（區、市）雙向FDI協同互動水平明顯不同。此外，數據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軟件對設定模型進行逐步回歸，結果如表2所示，從[R2]的數值來看，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協同互動水平對被解釋變量制造業全球價值鏈升級的影響，數據顯示，雙向FDI協同互動水平的回歸系數為0.056且在1%水平顯著，表明雙向FDI協同互動對推動制造業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權保護水平（[Know]）、政府調控力（[Gov]）、制造業行業規模（[lnSize]）、資本投入強度（[KL]）、基礎設施建設水平（[lnInfra]）后的回歸結果，可以發現，雙向FDI協同互動水平的回歸系數始終顯著為正，表明雙向FDI協同互動能夠推動制造業全球價值鏈升級，由此驗證了前文提出的研究假說H1。由表2還可以看出，知識產權保護水平、政府調控力、資本投入強度和基礎設施建設水平的回歸系數為正，且均在1%水平顯著。這表明知識產權保護水平、政府調控力、資本投入強度和基礎設施建設水平的提高，均會對制造業全球價值鏈升級產生顯著的促進作用。此外，行業規模回歸系數顯著為負，說明行業規模的擴大未能對制造業全球價值鏈升級產生顯著的促進作用。現實中可能因缺乏專業技術人才和管理人才，故存在生產環節低效率和崗位錯配等情況，因此行業規模擴大未能顯著推動制造業全球價值鏈升級。

（二）穩健性檢驗

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%的值統一替換為1%的值，將大于99%的值統一替換為99%的值，縮尾處理結果如表3列（a）所示。數據顯示，在對變量進行縮尾處理后，核心解釋變量的回歸系數仍顯著為正，與基準回歸結果一致，前文結論具有穩健性。

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，對數據進行再收集和再測算，將重新計算得到的雙向FDI協同互動水平進行對數處理，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果如表3列（b）所示。數據顯示，核心解釋變量回歸系數為0.069且在1%水平顯著，與基準回歸結果一致，前文結論具有穩健性。

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

（三）作用機制檢驗

根據前文構建的模型（2）～（4），可以得到如表4所示的中介效應檢驗結果。根據中介效應檢驗流程，先觀察[β2]的顯著性，若[β2]顯著，則可初步認為存在中介效應并進行后續檢驗。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；若[λ2]、[φ3]顯著而[φ2]不顯著，則表明存在完全中介效應。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，以判斷中介效應是否存在。表4列（b）～（e）是以產業結構優化和技術進步作為中介變量進行檢驗的結果。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，中介效應系數為0.020（[λ2]與[φ3]的乘積）并通過了Sobel檢驗，表明產業結構優化在雙向FDI協同互動促進制造業全球價值鏈升級的過程中存在中介效應，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，中介效應系數為0.023并通過了Sobel檢驗，表明技術進步在雙向FDI協同互動促進制造業全球價值鏈升級的過程中存在中介效應，由此驗證了研究假說H3。

五、結論與啟示

本文選取2006—2020年跨國面板數據以及中國省級層面數據，通過測算雙向FDI協同互動水平和制造業出口技術復雜度，研究雙向FDI協同互動對中國制造業全球價值鏈升級的影響效應及作用機制。研究得到的主要結論為：第一，雙向FDI協同互動能夠顯著促進中國制造業全球價值鏈升級。由實證分析可知，加入控制變量前后，雙向FDI協同互動對制造業全球價值鏈的影響系數均顯著為正，表明雙向FDI協同互動能夠顯著促進制造業全球價值鏈升級。第二，中介效應檢驗結果表明，雙向FDI協同互動通過產業結構優化和技術進步兩條路徑推動制造業全球價值鏈升級。產業結構優化可加速本地資源、勞動力等要素重新配置，而技術進步則有助于加速企業研發創新，有利于制造業全球價值鏈升級。第三，從控制變量來看，知識產權保護水平、政府調控力、資本投入強度和基礎設施建設水平的提高均能顯著促進制造業全球價值鏈升級，制造業行業規模擴大在短期內則可能阻礙全球價值鏈升級。

基于理論分析與研究結論，可以得到如下啟示：首先，積極實施“引進來”和“走出去”相結合的開放戰略，促進雙向FDI協同互動。今后可更加注重發展高水平的“引進來”和高質量的“走出去”，加大對共建“一帶一路”國家的投資力度，進一步優化營商環境，強調雙向投資的協同互動、協調發展，助推全球價值鏈升級，為構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局提供更有力的保障。其次，統籌推進產業結構優化升級，助力全球價值鏈升級。通過產業調整，實現產業協調發展，推動產業結構向更高層次演進；強化新基建項目聯動發展，充分發揮我國在基礎設施建設、產業園建設等方面的優勢，對接伙伴國投資需求，促進制造業全球價值鏈升級。最后，進一步加強技術密集型產業雙向直接投資，推動企業創新和技術進步。可重點支持技術密集型產業“引進來”和“走出去”，充分利用企業在跨境投資中產生的技術溢出效應和逆向技術溢出效應，加強學習交流和創新研發，注重企業、政府和學校的合作，培養更多能夠助力新業態發展的高素質人才，全面推進制造業高質量發展。

參考文獻：

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【責任編輯：甘海燕】