協同集聚與出口技術復雜度的多重中介效應研究

作者簡介：姚戰琪（1971-），男，陜西眉縣人，研究員，教授，博士，博士生導師，主要從事服務業開放與國際投資研究。E-mail：zhanqiyao@126.com

摘要：在中美貿易摩擦頻發、中國傳統貿易比較優勢不斷削弱的背景下，提升出口技術復雜度是應對復雜國際貿易環境的重要舉措。而推動協同集聚是提升中國出口技術復雜度的重要途徑，研究協同集聚通過哪些途徑對中國出口技術復雜度產生影響是理順協同集聚與出口技術復雜度之間關系的關鍵任務。本文使用結構方程模型和中介效應檢驗方法對知識密集型服務業與制造業協同集聚與出口技術復雜度的關系進行實證檢驗，研究發現，協同集聚能顯著促進中國出口技術復雜度;雖然協同集聚能顯著促進中國研發人員數量增加，產業結構升級也能促進中國提升出口技術復雜度，但研發人員數量不能促進中國產業結構升級;協同集聚能顯著促進中國研發投入強度不斷提升，研發投入強度也能促進中國產業結構升級，產業結構升級亦能促進中國出口技術復雜度。基于此，筆者認為，應制定政策不斷提升科技研發的投入強度，提高研發投入效率，大力推動信息化技術的運用，促進研發投入對產業結構升級產生持續影響。

關鍵詞：協同集聚;出口技術復雜度;產業結構升級;R&D投入強度;創新產出;研發人員數量

中圖分類號：F752.67;F062.9文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2021）04-0037-10

一、引言

在當前中美貿易摩擦頻發以及中國傳統貿易比較優勢不斷削弱的背景下，中國應加大氣力提升出口技術復雜度。一國人均GDP和經濟規模對該國出口技術復雜度有顯著的正向影響，而一國較低的制度質量對該國出口技術復雜度具有負向影響。縱然對發達經濟體出口能提升中國出口技術復雜度，但中國的制度質量較低仍是不可忽視的問題。即使在重大經濟危機期間，出口復雜性也存在路徑依賴，并且是穩定的，因此，大力提升出口技術復雜度對新興經濟體和發展中經濟體尤為重要[1]。

在推動出口技術復雜度的諸多因素中，產業間的協同集聚被廣泛關注。目前，國內關于協同集聚影響出口技術復雜度的文獻可分為三大類：第一，傅建源和劉洪鐸[2]認為，金融集聚能帶動中國產業結構高極化，并能促進出口技術復雜度不斷升級。第二，龔新蜀等[3]認為，專業化集聚對出口技術復雜度有正向技術溢出效應。第三，劉洪鐸[4]認為，企業跨越生產成本和出口市場的生產率門檻后，協同集聚能夠提升出口技術復雜度。

本文主要關注知識密集型服務業與制造業協同集聚與出口技術復雜度之間的關系，探討知識密集型服務業與制造業協同集聚如何以及何時影響出口技術復雜度：第一，協同集聚已成為促進出口技術復雜度提升的重要驅動因素。Sun等[5]使用1998—2007年中國制造業數據的研究成果發現，中國制造業集聚增加了企業的出口概率和出口量，對效率較高的企業影響較大。協同集聚對企業出口額的影響取決于集聚度，當集聚度較低時，集聚度的增加會擴大企業的出口量，但當集聚度已經很高時，集聚度對企業出口額的影響會逐漸減弱。第二，產業結構升級在產業集聚與貿易格局之間發揮重要作用。Yilmazkuday[6]從產業層面探討了美國協同集聚與貿易格局之間的關系。在消費方面，國際進口和替代彈性與消費集聚效應緊密關聯;在生產方面，國際出口和中間投入品貿易被證明與協同集聚及專業化效應有內在的聯系，而產業結構對這些效應的作用大小具有重要影響。現有文獻對知識密集型服務業與制造業協同集聚與出口技術復雜度的影響因素作出了有益探索，但是，知識密集型服務業與制造業協同集聚與出口技術復雜度到底是什么關系？知識密集型服務業與制造業協同集聚通過怎樣的路徑和機制對中國出口技術復雜度產生影響？知識密集型服務業與制造業協同集聚對出口技術復雜度產生的間接影響是否顯著？這些問題都沒有得到解決，值得進一步研究。

本文可能的學術貢獻和創新點在于：基于2000—2018年中國各地區微觀數據，深入剖析知識密集型服務業與制造業協同集聚（下文簡稱“協同集聚”）與出口技術復雜度之間關系、內在影響機制以及協同集聚與出口技術復雜度之間的關系成立的邊界條件，具有重要的理論價值和現實意義。本文通過梳理協同集聚影響出口技術復雜度的作用方式，試圖找出協同集聚促進出口技術復雜度的最優路徑，這對于更好地發揮協同集聚對出口技術復雜度的促進作用具有重要意義。

二、驅動路徑及研究假設

（一）協同集聚對出口技術復雜度的提升效應

協同集聚可以促進創新產出增長，創新產出增長可以進一步提升出口產品質量，進而推動出口技術復雜度不斷提升。首先，協同集聚能夠通過降低廠商的生產成本及其進入出口市場的生產率門檻，提高企業生產率和固定成本投入效率，從而提升出口技術復雜度[7]。其次，協同集聚對不同類型企業出口產品質量的影響不同，協同集聚能顯著提升中國東部地區企業、外商投資企業以及加工貿易企業的出口產品質量，但協同集聚對其他類型企業的出口產品質量影響較小。再次，協同集聚能通過促進創新產出增長顯著帶動區域創新發展。Muller和Doloreux[8]認為，知識密集型服務業主要圍繞知識、集聚和創新三個維度進行，即知識密集型服務業集聚對創新有顯著的促進作用，知識密集型服務業與創新高度關聯。最后，創新經費投入占比是衡量企業創新投入能力的一個重要指標，創新經費投入能顯著促進中國出口技術復雜度。毛其淋和方森輝[9]研究了企業研發支出對中國出口技術復雜度的影響，發現在總體上企業研發支出可以顯著促進出口技術復雜度的提升，若考慮知識產權保護指數的影響，在知識產權保護越完善的地區，企業研發支出的增長對出口技術復雜度的促進作用越顯著。

協同集聚能顯著促進R&D投入強度，同時，不斷提升的R&D投入強度有利于中國產業結構不斷升級，產業結構升級能在一定程度上提升中國出口技術復雜度。協同集聚可以顯著提升包括R&D投入在內的區域創新水平，協同集聚程度越高，對包括R&D投入在內的區域創新水平的促進作用就越顯著。同時，包括R&D投入在內的創新投入有助于中國產業結構不斷升級。詹錦華[10]使用中國30個省份的面板數據研究認為，雖然創新投入對中國產業結構的競爭效應促進作用較弱，但創新投入能促進中國產業結構優化升級。黨的十九大報告提出，推動產業結構轉型是推動中國經濟高質量發展的一項重要任務，產業結構轉型不但對中國內部產生影響，而且對中國出口貿易也產生影響，中國各地區產業結構高極化能提升該地區出口技術復雜度。王稀龍[11]發現，雖然中國各地區產業結構合理化不能促進中國出口技術復雜度，但產業結構高級化能顯著促進出口技術復雜度。

創新產出可以優化產業結構，產業結構升級能顯著提升出口技術復雜度。首先，各地區企業創新能力的提升能顯著促進產業結構升級，區域創新不但可以促進中國產業結構合理化，更可以促進中國產業結構高級化，即區域創新可以有效促進中國農業工業化、制造業服務化、服務業知識化和高科技產業化。包則慶和林繼揚[12]使用向量自回歸模型的研究認為，技術創新會顯著帶動中國產業結構升級。其次，產業結構升級能顯著提升中國出口技術復雜度。翟士軍和趙磊[13]使用泰爾指數的倒數來衡量產業結構合理化，研究認為，中國產業結構泰爾指數對地區出口額與地區銷售額之比的影響顯著為負，因此，產業結構合理性能顯著促進出口強度，尤其是東部地區和中部地區出口強度與產業結構泰爾指數顯著負相關。基于此，筆者提出如下假設：

H1a：創新產出在協同集聚與出口技術復雜度間存在中介效應。

H1b：R&D投入強度對產業結構升級起正向促進作用，R&D投入強度、產業結構升級在協同集聚與出口技術復雜度間起多重中介效應。

H1c：創新產出對產業結構升級起正向促進作用，創新產出、產業結構升級在協同集聚與出口技術復雜度間起多重中介效應。

（二）協同集聚對產業結構升級的促進效應

協同集聚能通過促進創新產出、R&D投入強度等路徑促進中國產業結構升級。在推動產業結構升級的諸多因素中，協同集聚被廣泛關注。協同集聚不但能夠通過產業分工精細化來促進中國產業轉型升級，而且能通過不斷延伸的產業鏈和新增的互補性產業來促進中國產業結構合理化和產業結構高級化。協同集聚不但是區域創新發展的前提條件和重要保障，更決定了區域創新的空間布局和創新能力。通過創新驅動加快產業結構優化升級，是中國轉變發展方式和引領經濟轉型的重大戰略。

首先，不但協同集聚能促進研發人員數量增加和研發人員流動，而且企業的空間集聚亦能夠通過研發人員的流動促進技術的溢出和傳播。協同集聚不僅能提升該地區的創新效率，而且協同集聚與研發人員的有效互動也能促進周邊地區提升創新效率。其次，研發人員數量增加能促進中國R&D投入強度增加。研發領域的人才是中國區域創新能力的中堅力量，R&D投入強度是促進區域創新能力的重要因素。人才因素是確保企業獲得研發效率的重要條件，本科、碩士、博士以及各種類型的繼續教育、專科教育畢業生為研發企業提供了充足的科研人員和一線工作者，同時，企業也可以通過與大學及研究院的合作來確保為其科研人員充電，從而防止人才流失。最后，R&D投入強度能推動中國產業結構不斷升級。新增長理論認為，研發資本投入能顯著促進經濟增長，而經濟增長與產業結構密切關聯，一個地區的產業結構調整會對經濟增長產生深遠影響。R&D投入能促進中國制造業產業結構不斷升級，無論是高端制造業的R&D投入，還是中低端制造業的R&D投入，都能在不同層次上促進產業結構升級。R&D投入能夠通過促進社會供求結構變化、優化資源要素配置、改善進出口貿易結果等渠道促進產業結構優化升級[14]。可見，協同集聚能促進研發人員數量增加，同時，研發人員數量增加能通過促進R&D投入強度的路徑推動產業結構不斷升級。基于此，筆者提出如下假設：

H2a：R&D投入強度在協同集聚與產業結構升級間存在中介效應。

H2b：創新產出在協同集聚與產業結構升級間存在中介效應。

H2c：研發人員數量對R&D投入強度起正向促進作用，研發人員數量、R&D投入強度在協同集聚與產業結構升級間起多重中介效應。

（三）協同集聚對創新產出的推動效應

協同集聚能夠通過促進研發人員數量增長、R&D投入強度不斷提升等路徑促進創新產出，并顯著促進區域創新。協同集聚與研發人員投入存在一定程度的相關性，產業集聚不但影響R&D經費投入，也影響研發人員投入。在協同集聚背景下，R&D經費投入和研發人員投入對區域創新的貢獻最大。雖然中國制造業集聚對各城市經濟績效的促進作用較弱，但知識密集型服務業與制造業協同集聚更能顯著帶動區域創新發展，同時知識密集型服務業與高技術制造業協同集聚更能顯著推動區域創新發展。不但R&D經費投入和研發人員投入有利于各地區提升創新產出，且產業集群規模對R&D經費投入和創新產出之間的關系具有調節作用，產業集群規模越大，R&D經費投入對創新產出的促進作用就越顯著;產業集群規模越小，R&D經費投入對創新產出的促進作用就越弱[15]。黃娟[16]分析了中國知識密集性服務業集聚的影響因素，認為中國知識密集性服務業集聚具有很強的正空間相關性，中國知識密集性服務業集聚能夠顯著獲得外部規模經濟和知識溢出效應，并能顯著促進企業技術創新。

R&D投入能顯著促進區域創新，如果將R&D投入作為門檻變量來研究協同集聚對創新產出的影響就會發現，協同集聚會促使企業將高技術含量的研發和設計活動放在R&D投入較多的地區進行，協同集聚也會促使企業將低技術含量的研發和設計活動放在R&D投入較少的地區進行。因此，協同集聚能促進區域R&D投入強度不斷提升，從而促進中國創新產出增長。

研發人員數量能促進創新產出增長。馮文娜[17]認為，R&D投入能顯著促進高新技術企業盈利能力，若用高新技術企業盈利能力來衡量創新產出，R&D投入能顯著促進高新技術企業的創新產出。因此，協同集聚能促進研發人員數量增長，而研發人員數量增長能促進R&D投入強度不斷提升，進而促進區域創新。基于此，筆者提出如下假設：

H3a：研發人員數量在協同集聚與創新產出間起中介效應。

H3b：R&D投入強度在協同集聚與創新產出間起中介效應。

H3c：研發人員數量對R&D投入強度起正向促進作用，研發人員數量、R&D投入強度在協同集聚與創新產出間起多重中介效應。

基于以上理論分析，可以得出協同集聚對出口技術復雜度的影響機制，基于此，筆者繪制了出口技術復雜度影響因素初始理論模型圖，如圖1所示。

注：X1為自變量協同集聚對中介變量研發人員數量的回歸系數;X2為中介變量研發人員數量對中介變量R&D投入強度的回歸系數;X3為中介變量研發人員數量對中介變量產業結構升級的回歸系數;X4為中介變量研發人員數量對中介變量創新產出的回歸系數;X5為自變量協同集聚對中介變量創新產出的回歸系數;X6為自變量協同集聚對因變量出口技術復雜度的回歸系數;X7為自變量協同集聚對中介變量產業結構升級的回歸系數;X8為自變量協同集聚對中介變量R&D投入強度的回歸系數;X9為中介變量R&D投入強度對中介變量創新產出的回歸系數;X10為中介變量R&D投入強度對中介變量產業結構升級的回歸系數;X11為中介變量創新產出對中介變量產業結構升級的回歸系數;X12為中介變量產業結構升級對因變量出口技術復雜度的回歸系數;X13為中介變量創新產出對因變量出口技術復雜度的回歸系數。e1為R&D投入強度的測量誤差;e2為產業結構升級的測量誤差;e3為出口技術復雜度的測量誤差;e4為創新產出的測量誤差;e5為研發人員數量的測量誤差。“1”為誤差變量的參數設定起始值。

三、數據與研究方法

（一）數據收集和變量測度

本文使用許治和王思卉[18]的研究方法測算因變量出口技術復雜度（lnExpt），公式如下：

lnExpt=∑i（Expis/Exps）×Prodyi（1）

其中，s代表省份，i代表行業，Expis/Exps代表s省i行業出口額占該省出口總額的比重，Prodyi代表s省i行業勞動生產率。自變量協同集聚用區位熵（Agglo）表示，借鑒Ellison等[19]的方法測量。

中介變量包括產業結構高級化、R&D投入強度、研發人員數量和創新產出，其中，使用產業結構高級化來衡量產業結構升級（Ersanp），本文所用的研究方法與其他文獻不同，公式如下：

Ersanp=α（V3/V2）+（1-α）[VH/（V2+V3）]（2）

其中，V2、V3、VH分別代表第二產業增加值、第三產業增加值和高技術產業增加值。α代表取值為0.500的權重。Ersanp與產業結構高級化成正比，Ersanp值越大，表明產業結構水平越高級。

R&D投入強度（Intrm）用R&D經費支出與地區生產總值之比來衡量。研發人員數量（Rdp）來自Wind數據庫。創新產出（Innov）用高技術企業總收入來衡量。本文數據來源于2018年《中國統計年鑒》、Wind數據庫和各省微觀數據庫中的統計數據。

（二）研究方法分析

各變量的描述性統計結果如表1所示。首先，使用SPSS進行探索性因子分析（EFA）。其次，使用AMOS進行驗證性因子分析（CFA），根據SRMR、RMSEA、TLI、CFI和χ2/df等5個擬合指標對結構方程模型（SEM）進行修正。最后，根據修正后的結構方程模型找出協同集聚影響出口技術復雜度的直接效應和間接效應，并尋求協同集聚影響中國出口技術復雜度的各條路徑的平均中介效應。從表1可以看到，各變量之間的相關系數小于克隆巴赫α系數，表明測量的可信度高。

四、研究結果

（一）驗證性因子分析

本文的驗證性因子分析（CFA）擬合結果如表2所示。其中，兩因子模型一為合并出口技術復雜度、研發人員數量、創新產出、產業結構升級，合并R&D投入強度、協同集聚的模型;兩因子模型二為合并出口技術復雜度、研發人員數量，合并創新產出、產業結構升級、R&D投入強度、協同集聚的模型;兩因子模型三為合并出口技術復雜度、研發人員數量、R&D投入強度、協同集聚，合并創新產出、產業結構升級的模型;兩因子模型四為合并出口技術復雜度、研發人員數量、創新產出、產業結構升級，合并創新產出、產業結構升級、R&D投入強度、協同集聚的模型;兩因子模型五為合并出口技術復雜度、研發人員數量、創新產出、產業結構升級，合并出口技術復雜度、研發人員數量、R&D投入強度、協同集聚的模型;兩因子模型六為合并創新產出、產業結構升級、R&D投入強度、協同集聚，合并出口技術復雜度、研發人員數量、R&D投入強度、協同集聚的模型;三因子模型七為合并出口技術復雜度、研發人員數量、創新產出、產業結構升級，合并創新產出、產業結構升級、R&D投入強度、協同集聚，合并出口技術復雜度、研發人員數量、R&D投入強度、協同集聚的模型。

由表2可知，六因子基準模型的χ2/df=1.144，TLI=0.997，CFI=0.999，RMSEA=0.026，SRMR=0.021。可見，六因子基準模型的相對擬合指數（CFI）大于三因子模型、兩因子模型，由此而知，六因子模型比兩因子模型和三因子模型能更好地擬合數據。

（二）結構方程模型檢驗

表3為采用極大似然估計法所獲得的兩兩檢驗結果的各種參數估計值，由表3可知，各條路徑的回歸權重均顯著，表明各假設路徑的回歸加權值均通過了檢驗，協同集聚到研發人員數量的標準路徑系數為0.631，研發人員數量到創新產出的標準路徑系數為0.256，創新產出到出口技術復雜度的標準路徑系數為0.157，產業結構升級到出口技術復雜度的標準路徑系數為0.113，R&D投入強度到產業結構升級的標準路徑系數為0.606，協同集聚到R&D投入強度的標準路徑系數為0.285，協同集聚到創新產出的標準路徑系數為0.292，研發人員數量到R&D投入強度的標準路徑系數為0.404，創新產出到產業結構升級的標準路徑系數為0.565，R&D投入強度到創新產出的標準路徑系數為0.449，協同集聚到產業結構升級的標準路徑系數為-0.527，協同集聚到出口技術復雜度的標準路徑系數為0.517，研發人員數量到產業結構升級的標準路徑系數為-0.285。

根據表3的檢驗結果，筆者繪制了出口技術復雜度影響因素標準化運算結果圖，如圖2所示。

影響效應分解結果如表4所示。從表4中可知，協同集聚對出口技術復雜度的總效果為0.615，即0.515（協同集聚影響出口技術復雜度的直接效應）+0.100（協同集聚影響出口技術復雜度的間接效應）=0.615，表示每一個標準差的協同集聚的變動都會對出口技術復雜度造成0.615個單位的變動。同時，協同集聚對產業結構升級的標準化直接效應為負，研發人員數量對產業結構升級的標準化直接效應也為負，但協同集聚對產業結構升級的間接效應為正，研發人員數量對產業結構升級的間接效應也為正，因此，必須要分析協同集聚對產業結構升級間接效應的所有路徑。

（三）中介效應顯著性檢驗

由上文分析可知，協同集聚通過研發人員數量、R&D投入強度、創新產出、產業結構升級對出口技術復雜度的直接效應顯著，本文繼續采用Bootstrap程序檢驗中介效應的顯著性，檢驗結果如表5所示。在全部原始數據中采用重復隨機抽樣方法抽取5000個Bootstrap樣本，如果中介效應的估計值在95%的置信區間不包含零，則表明中間效應顯著，估計結果如表5所示。

其一，協同集聚影響出口技術復雜度的12條路徑。間接效應1：協同集聚→研發人員數量→創新產出→出口技術復雜度;間接效應2：協同集聚→研發人員數量→創新產出→產業結構升級→出口技術復雜度;間接效應3：協同集聚→研發人員數量→產業結構升級→出口技術復雜度;間接效應4：協同集聚→研發人員數量→R&D投入強度→產業升級→出口技術復雜度;間接效應5：協同集聚→研發人員數量→R&D投入強度→創新產出→產業升級→出口技術復雜度;間接效應6：協同集聚→研發人員數量→R&D投入強度→創新產出→出口技術復雜度;間接效應7：協同集聚→R&D投入強度→產業結構升級→出口技術復雜度;間接效應8：協同集聚→R&D投入強度→創新產出→產業結構升級→出口技術復雜度;間接效應9：協同集聚→R&D投入強度→創新產出→出口技術復雜度;間接效應10：協同集聚→產業結構升級→出口技術復雜度;間接效應11：協同集聚→創新產出→出口技術復雜度;間接效應12：協同集聚→創新產出→產業結構升級→出口技術復雜度。從協同集聚影響出口技術復雜度的12條路徑中可知，90%置信區間均不包含零，驗證了研發人員數量、創新產出、產業結構升級、R&D投入強度在協同集聚與出口技術復雜度間的中介效應。在以上12條路徑中，協同集聚→研發人員數量→產業結構升級→出口技術復雜度路徑的標準化間接效應（β=-0.026，SE=0.016，95%的置信區間從-0.055到-0.009，即間接效應3）顯著，同時，協同集聚→產業結構升級→出口技術復雜度路徑的標準化間接效應（β=-0.076，SE=0.039，95%的置信區間從-0.137到-0.025，即間接效應10）也顯著，但以上兩個路徑的間接效應均為負，其他10條路徑的間接效應顯著為正。在協同集聚影響中國出口技術復雜度的間接效應中，雖然協同集聚能促進研發人員數量增長，產業結構升級也能提升中國出口技術復雜度，但是研發人員數量不能促進中國產業結構升級，因此，間接效應3（協同集聚→研發人員數量→產業結構升級→出口技術復雜度）的影響系數顯著為負，置信區間未出現零。并且，雖然產業結構升級能促進出口技術復雜度，但是協同集聚不能促進產業結構升級，因而間接效應10（協同集聚→產業結構升級→出口技術復雜度）的影響系數顯著為負，置信區間也未出現零。協同集聚→創新產出→出口技術復雜度路徑的標準化間接效應（β=0.041，SE=0.020，95%的置信區間從0.018到0.077，即間接效應11）顯著為正，可見，協同集聚能通過促進創新產出顯著提升出口技術復雜度，H1a得到驗證。協同集聚→R&D投入強度→產業結構升級→出口技術復雜度路徑的標準化間接效應顯著為正，可見，協同集聚對出口技術復雜度的作用能通過R&D投入強度、產業結構升級傳導，H1b得到驗證。協同集聚→創新產出→產業結構升級→出口技術復雜度路徑的標準化間接效應顯著為正，可見，協同集聚對出口技術復雜度的作用也能通過創新產出、產業結構升級傳導，H1c得到驗證。

其二，協同集聚影響創新產出的3條路徑。間接效應13：協同集聚→研發人員數量→創新產出;間接效應14：協同集聚→R&D投入強度→創新產出;間接效應15：協同集聚→研發人員數量→R&D投入強度→創新產出。3條路徑的標準化間接效應估計值顯著為正，驗證了研發人員數量和R&D投入強度分別在協同集聚與創新產出間的中介效應，協同集聚對創新產出的作用也能通過研發人員數量、R&D投入強度傳導，H3a、H3b、H3c均得到驗證。

其三，協同集聚影響產業結構升級的7條路徑。間接效應16：協同集聚→研發人員數量→產業結構升級;間接效應17：協同集聚→R&D投入強度→產業結構升級;間接效應18：協同集聚→R&D投入強度→創新產出→產業結構升級;間接效應19：協同集聚→研發人員數量→創新產出→產業結構升級;間接效應20：協同集聚→創新產出→產業結構升級;間接效應21：協同集聚→研發人員數量→R&D投入強度→產業結構升級;間接效應22：協同集聚→研發人員數量→R&D投入強度→創新產出→產業結構升級。在協同集聚影響產業結構升級的第1條路徑中，雖然協同集聚能顯著促進研發人員數量增長，但研發人員數量不能促進中國產業結構升級，因此，協同集聚→研發人員數量→產業結構升級路徑的標準化間接效應顯著為負。在協同集聚影響產業結構升級的第2條路徑中，協同集聚→R&D投入強度→產業結構升級路徑的標準化間接效應顯著為正，因此，R&D投入強度在協同集聚與產業結構升級間存在中介效應，H2a得到驗證。在協同集聚影響產業結構升級的第5條路徑和第6條路徑中，協同集聚→創新產出→產業結構升級路徑的標準化間接效應和協同集聚→研發人員數量→R&D投入強度→產業結構升級路徑的標準化間接效應顯著為正，因此，創新產出在協同集聚與產業結構升級間存在中介效應，協同集聚對產業結構升級的作用也能通過研發人員數量、R&D投入強度傳導，H2b和H2c都得到驗證。

其四，研發人員數量影響出口技術復雜度的6條路徑。間接效應23：研發人員→創新產出→產業結構升級→出口技術復雜度;間接效應24：研發人員→創新產出→出口技術復雜度;間接效應25：研發人員→產業結構升級→出口技術復雜度;間接效應26：研發人員數量→R&D投入強度→產業升級→出口技術復雜度;間接效應27：研發人員數量→R&D投入強度→創新產出→出口技術復雜度;間接效應28：研發人員數量→R&D投入強度→創新產出→產業升級→出口復雜度。研發人員數量影響出口技術復雜度的6條路徑的95%置信區間均不包含零，其中，在研發人員數量影響出口技術復雜度的間接效應中，由于研發人員數量不能促進中國產業結構升級，產業結構升級能顯著提升中國出口技術復雜度，因而研發人員→產業結構升級→出口技術復雜度路徑的標準化間接效應在數值上顯著為負（即間接效應27），研發人員數量影響出口技術復雜度的其他路徑的標準化間接效應估計值顯著為正。

其四，R&D投入強度影響出口技術復雜度的3條路徑。間接效應29：R&D投入強度→產業結構升級→出口技術復雜度;間接效應30：R&D投入強度→創新產出→產業結構升級→出口技術復雜度;間接效應31：R&D投入強度→創新產出→出口技術復雜度。R&D投入強度影響中國出口技術復雜度的3條路徑的95%置信區間均不包含零，并且3條路徑的標準化間接效應估計值顯著為正，說明產業結構升級和創新產出均在R&D投入強度與出口技術復雜度間存在中介效應。R&D投入強度通過創新產出、產業結構升級對出口技術復雜度產生的間接效應為0.037（即間接效應32），因此，以產業結構升級、創新產出為連續中介變量的作用效果顯著。

五、結論與政策建議

本文考察了協同集聚促進出口技術復雜度的具體路徑，研究了知識密集型服務業與制造業協同集聚通過各種路徑對出口技術復雜度產生的間接影響，結論如下：第一，協同集聚能顯著促進創新產出，并且創新產出能提升中國出口技術復雜度。第二，協同集聚→R&D投入強度→產業結構升級→出口技術復雜度路徑的間接效應顯著為正。第三，協同集聚→創新產出→產業結構升級→出口技術復雜度路徑的間接效應顯著為正。第四，協同集聚能顯著促進R&D投入強度，R&D投入強度能顯著促進產業結構升級。第五，協同集聚能促進創新產出，創新產出能促進中國產業結構升級。第六，協同集聚→研發人員數量→R&D投入強度→產業結構升級路徑的間接效應顯著為正。第七，協同集聚能促進研發人員數量增長，研發人員數量增長能促進創新產出。第八，協同集聚能促進R&D投入強度，R&D投入強度能促進創新產出增長。第九，協同集聚→研發人員數量→R&D投入強度→創新產出路徑的間接效應顯著為正。

基于此，筆者提出如下政策建議：第一，大力發揮協同集聚通過多種路徑對出口技術復雜度的促進作用。一方面，協同集聚不僅可以直接影響出口技術復雜度，還可以通過促進R&D投入強度助力中國產業結構升級，并通過增加創新的最終產出提升出口技術復雜度。另一方面，協同集聚可以促進研發人員數量不斷增長，進而顯著提升中國創新產出不斷增長，創新產出不但能直接促進出口技術復雜度提升，更能通過促進產業結構升級來提升出口技術復雜度。因此，應不斷提升科技研發的投入強度，大力提高研發投入效率，大力推動信息化技術的運用，促進研發投入對產業結構升級產生持續影響。第二，各地區應進一步明確協同集聚發展目標，制定政策促進知識密集型服務業與制造業協同集聚，發揮協同效應，不斷提升協同集聚對產業結構升級的促進作用。與以往研究不同的是，本文中的協同集聚與出口技術復雜度之間存在復雜中介效應。雖然協同集聚可以通過創新產出促進出口技術復雜度，但是協同集聚→產業結構升級→出口技術復雜度路徑的標準化間接效應顯著為負。雖然協同集聚能顯著促進區域創新，但協同集聚對產業轉型升級的促進作用仍較弱。因此，應不斷提高協同集聚質量，大力發揮協同集聚的外部性，助力產業結構升級。第三，針對研發人員數量不能促進產業結構升級的事實，應制定政策促進研發人員數量對創新的貢獻。雖然中國的研發人員數量日益增加，但創新能力的質量不高，不能適應產業轉型升級的需要。因此，應制定政策激發研發人員創新熱情，要重視引進的研發人員的成長，各地要加大人才的培養力度，不斷提升企業研發人員數量占企業員工總數的比重，提升研發人員的貢獻程度。在加大研發人員與經費投入的同時，不斷提升創新質量，增強研發的效率，提升各地高技術產業技術進步的速度，并使各地區信息技術、生物工程和新材料等領域的高技術產業的技術進步速度快于該地區平均技術進步的速度，從而促進地區產業結構升級。第四，不斷提升中國出口技術復雜度，在當前中美貿易摩擦頻發以及中國傳統貿易比較優勢不斷削弱的背景下，中國要大力提升出口技術復雜度，但中國出口技術復雜度與發達國家相比仍有一定差距。因此，各地區應進一步明確協同集聚發展目標，制定政策促進協同集聚，發揮協同效應，不斷提升協同集聚對出口技術復雜度的促進作用。第五，針對協同集聚對各地出口技術復雜度具有正向促進作用的事實，在大力促進制造業與知識密集型服務業協同集聚的同時，應制定政策緩解制造業與知識密集型服務業協同集聚對出口產品質量產生的擁擠效應，防止協同集聚對城市競爭力造成不良影響。第六，針對R&D經費投入強度能顯著促進產業結構升級的事實，應不斷提高高技術產業的研發經費投入，提升各地區技術創新效率，促進東中西部地區之間的技術交流合作。

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（責任編輯：徐雅雯）