異質性吸收能力約束下FDI對出口復雜度的影響研究

信超輝 毛艷華 榮健欣

一、問題提出與研究意義

全球化與國際分工的重新布局加速了先進技術在全球的擴散，FDI的流入對東道國的出口結構和出口技術水平產生了較為深刻的影響(Xu，2010)。對于發展中國家而言，引進 FDI除了能增加資本存量和提供就業機會外，還能以較低成本、較快速度獲得國外先進技術，是促進本國的技術進步和經濟增長的重要渠道。二戰后，日韓等國通過承接歐美發達國家的產業轉移，獲取和學習跨國公司先進技術，實現了對發達國家的技術趕超。與大多數發展中國家引進FDI的理由相似，中國在制定外資政策時除了考慮吸引資金外，還希望通過外資企業進入的契機使內資企業學到先進的技術和管理方法，進而提升企業技術水平和生產率。近30年來，中國引進的FDI不管是存量還是流量，均處于世界前列。商務部數據顯示，中國自1992年起連續28年成為吸收外資最多的發展中國家，2020年實際利用外資1529.489億美元，成為世界引進外資最多的國家。1992—2020年，中國累計實際利用外資22975.605億美元，年均增長10.23%。

然而，FDI的大量進入促進了我國出口規模的擴張，但并沒有帶動中國出口技術水平的同步提升，我國在全球價值鏈中仍然處于中低端位置(劉志彪、張杰，2007)，與日韓等國引進外資帶來的出口技術水平大幅提升形成較大反差。據測算，40年來我國出口技術水平有了一定的提高，但相較于主要發達國家仍然存在很大差距(陳曉華等，2011；Amiti et al.，2016)，從各行業技術含量相對排名位次來看，中國出口的技術含量幾乎鎖定在世界最低端，遠低于美日等發達國家，根本無法對美日等發達國家構成技術威脅(倪紅福，2017)。當前我國出口貿易發展面臨復雜多變的內外部環境，呈現出全球價值鏈重構期、發展動力轉換期、外貿政策轉向期“三期”疊加的特點。中國要實現從貿易大國到貿易強國的轉變，必須依賴技術進步以提升產品技術復雜度，解決中國傳統貿易發展模式中出口技術含量低的問題(顧曉燕等，2020)。我國目前出口產品的技術水平現狀如何？為什么在FDI大量流入的情況下，中國整體的出口技術水平仍然提升相對緩慢？約束FDI促進中國出口技術水平提升的因素是什么？在當前日益復雜的國際發展環境下深入探討上述問題，對科學合理利用外資，加快提高我國出口技術水平，建設貿易強國具有重要的實踐意義。

自Hausmann et al.(2007)提出以出口復雜度衡量出口技術水平后，學術界對FDI與出口復雜度之間的關系進行了廣泛研究，但研究結論卻存在很大分歧。一些學者認為FDI顯著提升了東道國出口復雜度。王永進等(2010)使用1995—2004年101個國家的數據進行了實證分析，發現FDI對東道國的出口復雜度的提高起到了積極作用。祝樹金等(2010)基于1992—2006年跨國面板數據，也發現FDI促進了東道國出口技術水平的提升。郭晶(2010)利用1993—2007年46個國家的數據進行了實證研究，發現FDI與高技術產業出口復雜度之間存在長期正向協整關系，但FDI對發達國家高技術出口復雜度提升的作用強于發展中國家。高鵬(2018)從本土關聯的視角探討了外資進入對中國出口附加值的差異化影響，發現市場導向型外資有利于中國出口附加值水平的改善，同時，外資進入價值鏈的上游環節，有助于中國出口增加值率的提升。Anwar & Sun(2018)利用中國制造業的行業層面面板數據進行的實證研究也發現，FDI能顯著促進東道國出口質量和技術水平的提升。

但也有研究發現，FDI對東道國的出口復雜度并不一定總是起著促進作用，特定條件下其對東道國出口復雜度也存在顯著阻礙作用。Wang & Wei(2007)利用中國城市數據進行實證研究發現，FDI沒有顯著促進中國出口復雜度的提升，人力資本和政府的高科技產業園政策才是提升出口復雜度的關鍵因素。Xu & Lu(2009)發現，只有來自OECD成員國的外商獨資企業的對華投資對中國出口復雜度有顯著的提升作用，而其他類型外國公司的存在則沒有影響。Harding & Javorcik(2011)從出口產品的單位價值角度出發，通過對116個國家1984—2000年的數據進行實證分析，發現FDI對發展中國家出口技術水平和單位價值有正向促進作用，而對發達國家作用不顯著。Yan(2008)則指出外商投資企業，特別是外商獨資企業壟斷了高科技生產，對本土企業的技術溢出效應很小，對企業創新影響的凈效應為負，且在不同年份、不同地區和不同省份均未顯著改善出口復雜度，FDI的擠出效應仍然占主導地位。黎峰(2017)發現外資進入及其市場導向行為對國內價值鏈的構建產生了明顯的阻礙作用，其中外資兼并收購行為的不利影響相對更大。陳頌、盧晨(2019)的研究表明，只有在行業內或行業間使用技術相近、技術層面上聯系緊密的情況下，FDI才有利于內資企業技術進步和出口復雜度的提高。

綜觀現有FDI與出口復雜度關系的文獻，多數將FDI技術溢出當作黑匣子處理，直接探討FDI對出口復雜度的影響，鮮有關注東道國吸收能力及其對FDI技術溢出的約束作用。理論上，FDI可以通過產業間和產業內技術溢出提升東道國廠商的生產率和出口技術水平，但東道國企業能在多大程度上學習和模仿外資企業的先進技術歸根結底取決于當地的技術吸收能力(賴明勇等，2005)。上述文獻的研究結論之所以存在較大分歧，是因為忽略了本地吸收能力對FDI技術溢出的制約。無論是FDI產業內還是產業間技術溢出，本地廠商模仿和學習效果均涉及到技能勞動力、機器設備投入以及基礎設施的使用。因而本地人力資本、金融發展與基礎設施三種吸收能力的高低是決定FDI能否提升出口復雜度的重要因素，忽略東道國吸收能力探討FDI與出口復雜度之間的關系可能會導致截然相反的結論。吸收能力如何制約FDI對出口復雜度的提升？其作用機制是什么？不同的吸收能力下FDI對東道國出口復雜度的影響存在何種差異？本文將從異質性吸收能力的角度探討FDI對出口復雜度的作用機制，利用海關HS六位產品編碼數據測算2002—2018年31個省份的出口復雜度，并分別構建面板門檻模型實證檢驗FDI對出口復雜度的差異化影響，這既有助于理解當前該領域研究結論存在巨大分歧的原因，又能為“十四五”時期合理引進和利用外資、提升出口技術水平和推動外貿外資高質量發展提供新的思路。

相較于現有的研究，本文可能的創新和邊際貢獻有：一是視角研究的創新，即從金融發展、人力資本和基礎設施三類吸收能力視角綜合探討了異質性吸收能力約束下FDI對出口復雜度的作用機制和影響。二是通過實證研究發現了FDI與出口復雜度之間存在顯著的門檻效應，驗證了在東道國不同吸收能力下，FDI對出口復雜度的差異化影響，一定程度上解釋了當前這一領域研究結論存在分歧的原因。三是相較于主要從跨國層面或行業層面進行實證分析的已有研究，本文的實證研究基于省級層面，通過比較各省份三類吸收能力的動態變化情況，發現改革開放以來大部分省份吸收能力長期處于較低水平，這阻礙了FDI對本地的技術溢出效應，從而在一定程度上解釋了為什么大量FDI流入中國卻未能快速提升中國整體出口復雜度的原因。

二、作用機制與研究假說

FDI通過包括競爭效應、示范效應和人員流動效應的產業內溢出和前后向聯系的產業間溢出提升東道國廠商的生產率(Helpman et al.，2004)。就產業內溢出而言，首先，外資公司進入首先加劇了東道國行業內的競爭，迫使本地企業更有效地利用資源和提升生產效率；其次，企業通過學習和模仿外資公司的技術與管理提高自身的生產率(Blomstrom & Kokko，2001)；再次，外資進入后須對雇用的本地勞動力進行培訓，后期雇員通過勞動力市場被本地企業挖走或自由流動到本地企業，加速了外資企業技術和管理經驗在本地的擴散，進而影響了本地企業的生產率。而產業間溢出主要通過和本地廠商間的前向和后向聯系來影響本地上下游廠商的生產率。外資進入后基于貿易成本的考慮，傾向于選擇本地中間品配套供應商，一方面為本地廠商提供了穩定的產品需求，有利于實現規模報酬遞增；另一方面外資對本地廠商在生產中間品時的工藝、流程以及標準要求，本身就是一種技術和管理的外溢，有些外資甚至直接派出專家對中間品廠商進行指導，直接或間接地影響了本地中間品廠商的生產率。值得注意的是，外資進入后除了影響本地原有廠商，也會催生大量產業內外相關聯的新廠商，隨著FDI技術溢出效應的顯現，本地新舊廠商的生產率也會相應提升。

出口是企業生產率高低效應選擇的結果，企業憑借高生產率而主動選擇出口(Eaton et al.，2004)。在FDI產業內溢出和產業外溢出機制作用下，伴隨著本地新舊廠商生產率和技術水平的提升，本地出口的規模(內涵邊際)和產品種類(外延邊際)也會相應擴大，同時本地出口復雜度也隨之提升(Xu，2010)。一方面，FDI對已有本地廠商的管理經驗和方法、生產工藝和技術的外溢既擴張了東道國廠商的出口規模，也提升了出口復雜度(Anwar & Sun，2018)；另一方面，以模仿、學習和吸收FDI技術溢出的創業型公司，在生產率和規模達到一定的水平后，也會出口與外資技術水平相近的產品，從而提升東道國的出口復雜度。然而，FDI技術溢出須在本地有一定的吸收能力的條件下才能產生，FDI的進入能否提升東道國生產率和出口技術水平歸根到底取決于東道國自身的吸收能力。二戰后同樣是承接國際產業轉移和大規模引進外資，日本、韓國和中國臺灣地區在不少高技術產業領域實現了對歐美發達國家的技術趕超，在全球價值鏈中的地位攀升至中高端。而多數發展中國家雖也承接了大量外資的產業轉移，但目前其整體的出口技術水平仍然較低，在全球價值鏈中仍處在低端位置。不同發展水平的經濟體引進外資對本地區技術溢出影響各異，重要原因在于本地金融發展、人力資本和基礎設施水平等吸收能力不同(祝樹金等，2010)。FDI無論是產業內還是產業間溢出，本土廠商都需要雇用相應的勞動力、購買機器設備，以及使用當地的基礎設施。因此，當地金融發展、人力資本和基礎設施水平的高低，直接關系到本地廠商能否有效吸收FDI技術溢出，從而提升自身的生產率和出口產品的技術水平，具體作用機制如圖1所示。

假說1：FDI對出口復雜度的影響受到本地吸收能力的約束，二者存在非線性關系。

金融發展主要通過融資、風險投資和創新風險轉移機制，確保本地廠商能吸收FDI技術溢出和進行二次開發，進而約束FDI對出口復雜度的影響。首先是融資機制。金融市場融資效率的提升可以降低融資成本從而影響FDI行業內和行業外的技術溢出。模仿和學習外資企業生產技術必須投入大量初始固定成本(包括學習費用、談判成本、購買關鍵技術以及設備的費用等)，并且企業原有技術與外資企業技術差距越大，融資需求越大。只有當本地廠商能便捷地從金融市場獲取足夠的初始固定投入資金時，才能充分吸收、利用FDI技術溢出來提高自身的技術水平。同時，FDI的進入增加了對本地上游本土企業產出的需求，由于可以使上游企業獲得規模效應乃至刺激更多上游本土企業的出現，缺少相應的融資機制，FDI創造后向關聯的潛力發揮會嚴重受阻。其次是風險投資機制。新技術的研發與推廣具有風險高、周期長的特征，銀行類短期間接融資無法滿足本地廠商對FDI技術溢出的二次開發和推廣。風險投資作為一種權益融資，不僅能很好地解決企業在創新活動中缺乏資金的問題，而且還能通過參與董事會、制定發展戰略、監管公司行為和雇用管理層等方式減少信息不對稱和道德風險問題，從而加速本土企業吸收FDI的成果轉化。最后是風險轉移機制。企業吸收FDI技術溢出并進行二次創新必然伴隨著高風險，這成為企業積極投入技術創新活動的障礙，保險作為市場化的風險轉移機制、社會互助機制和社會管理機制，與具有高風險特征的企業技術創新活動具有內在的契合性和互補性。科技保險是以保險作為分散風險的手段，以保險公司給予保險賠償或給付保險金的方式，對高新技術企業的創新創業風險進行分散，從而保障本土企業對FDI技術的吸收和二次創新(黃英君等，2012)。

假說2：金融發展水平越高，越有利于本地新舊廠商對外資技術溢出的吸收和二次創新，FDI對本地出口復雜度的提升作用也越明顯。

FDI能否提升本地廠商出口技術水平也取決于本地是否具有一定的人力資本基礎。東道國人力資本的水平一方面通過投資成本和市場需求影響外資進入的種類和質量(梁經偉等，2019)，另一方面也會影響FDI溢出效應的產生。外資的進入對本地上下游產業的需求和技術提升均有較強的帶動作用，基于貿易成本的考慮，外資傾向于本地廠商生產的中間品，因而對本地中間品有較大需求，對中間品的技術標準也有嚴格的規范和要求。為滿足外資對中間品的技術標準，本地中間品廠商需要投入相應的技能勞動力。同時，外資進入后也需要雇用大量本地勞動力，這一方面起到了對本地勞動力的培訓作用，另一方面本地同類廠商迫于競爭壓力，也會以高薪從外資企業挖人才或從勞動力市場雇用有外資工作經驗的勞動力。人員培訓與流動效應加速了FDI技術向本地廠商的擴散，進而影響本地廠商的生產率和出口技術水平。因此，本地人力資本水平在FDI影響本地廠商生產率和出口技術水平中起著基礎性作用。人力資本水平低容易拉大本土企業與外資企業的技術差距，盡管東道國存在更大的趕超潛力(楊汝岱、姚洋，2008)，但過于懸殊的技術差距使其無法吸收FDI技術外溢反而不利于本土廠商的發展。只有跨越相應的技術門檻，才能使本土企業與外資企業的差距在合理范圍，從而有利于本地廠商吸收FDI技術溢出。

假說3：人力資本過低時，FDI進入將不利于本地出口復雜度的提升，只有跨越一定門檻后，FDI才有利于出口復雜度提升。

基礎設施具有明顯的規模經濟和網絡效應?；A設施的改善為本地廠商更好地吸收和利用外資先進技術，發揮后發優勢提供了基礎條件，進而影響本地廠商生產率和出口技術水平(劉生龍、胡鞍鋼，2010)?；A設施完善能降低出口廠商的運輸成本和出口不確定性帶來的調整成本，提升FDI技術溢出的利用效率，擴大出口的廣度與深度(王永進等，2010)。它還能加速勞動力的空間流動，促進規模經濟和集聚經濟，而規模經濟和集聚經濟所產生的外部性有利于擴大FDI對本土廠商的技術溢出程度。21世紀以來，信息基礎設施在FDI技術溢出中的作用越來越大，信息基礎設施完善能減少外資企業信息成本，降低信息不對稱和外部不確定性。加大FDI流入量，還能通過網絡效應擴大FDI對本土廠商技術外溢的輻射范圍和利用效率(李坤望等，2015)。

假說4：本地基礎設施越完善，FDI對出口復雜度的提升作用也越大。

圖1 FDI影響出口復雜度的作用機制圖

三、實證分析

(一)計量模型

為驗證前文假說，借鑒賴明勇等(2005)的方法，分別構建FDI與金融發展、人力資本和基礎設施的交互項模型(1)，并將樣本以2008年為節點進行分組檢驗。

ln=+ln++*ln++*ln++*ln++++

(1)

模型(1)中，表示省份，為年份。被解釋變量 ln為出口復雜度，ln為外商直接投資。吸收能力指標包括金融發展、人力資本和基礎設施；控制變量包括對外開放程度、政府政策因素和市場化水平；和表示個體異質性；為隨機擾動項。

(二)變量構建與數據來源

出口復雜度：測算出口復雜度的主流方法是Hausmann et al.(2007)提出的方法，后續研究有學者根據不同的研究需要，對測算出口復雜度的方法進行了各種改進，例如,Xu & Lu(2009)、王永進等(2010)根據產品質量對產品技術復雜度進行了調整；陳曉華等(2011)則進一步區分了出口品的國內技術含量問題，將出口貿易中的國外產品(或原材料)進口部分剔除出去?？傮w而言，各種方法各有利弊，前一種改進方法對數據要求相對較高，一般常用于跨國層面和微觀企業層面的研究。由于本文研究的對象是基于中國省級層面，用Hausmann等(2007)的方法直接測算中國的出口復雜度會因為加工貿易過高導致測算出來的出口復雜度遠高于實際收入水平，即存在“Rodrik悖論”。因此，本研究采用陳曉華等(2011)的改進方法相對合適。本文在計算該指標時剔除加工貿易的影響，分兩步計算中國各省的出口復雜度，計算公式為:

(2)

(3)

首先根據公式(2)計算行業的出口技術復雜度，其中為出口品中進口中間投入所創造的價值，以相應省份出口特定產品中以加工貿易形式進口的比重來表示，具體為進料加工和來料加工裝配形式的進口占該產品所屬產業總出口的比重，所以(2)中分母即表示剔除加工貿易后行業出口占本省總出口的比重，為地區時期人均，再根據公式(3)對行業技術復雜度指數進行加權求和，計算出各省的出口復雜度。本文利用國研網2002—2018年我國HS六位產品編碼出口數據計算各省出口復雜度，同時為進一步分析我國東中西部區域出口復雜度分布狀況和變化趨勢，我們對我國各省歷年出口復雜度進行了Kernel密度估計，結果如圖2所示。

從圖2來看，全國Kernel密度函數曲線峰值呈現不規則變化且不斷向右移動的趨勢，但隨著時間的推移，Kernel密度函數曲線從相對狹窄漸漸變得矮而寬再變得相對狹窄，表明我國出口復雜度在不斷提升，各省之間的出口復雜度差距有一定的縮小趨勢。分區域來看，東中西部Kernel密度函數曲線峰值之間的距離進一步縮小，區域之間的出口復雜度差距有縮小的趨勢；此外，東中西部Kernel函數曲線也呈現與全國曲線相似的走勢，從相對矮而寬變得高而窄，其中2002年西部和中部呈現出極度不平衡的分布，東部地區相對來說比較集中，但也存在較大面積的左拖尾分布。而2010年和2018年，東中西部Kernel曲線的分布均呈現較大幅度的集中趨勢，其中中部地區表現得最為明顯，說明東中西部區域內部之間的差距在不斷縮小。

圖2 2002、2010和2018年我國分區域出口復雜度分布

解釋變量以各省實際利用外資額衡量，數據來源于商務部。金融發展以該省金融增加值與之比衡量。人力資本以人均受教育年限表征?；A設施建設水平借鑒胡鞍鋼、劉生龍(2009)的方法，以人均消費標準煤作為綜合基礎設施的代理變量?？刂谱兞繉ν忾_放程度用當地進出口總額與之比衡量。政府的政策對出口產品的技術復雜度有重要影響，本文以一省財政收支除以來衡量政府的政策力度。市場化水平以樊綱等測度的各省市場化指數來表示。其中，除市場化指數來源于歷年《中國市場化指數》，其他變量數據均來源于國家統計局。由于部分變量數據缺失嚴重，并且后文用到的面板門檻模型要求數據必須是平衡面板，因此本文選取2003—2016年我國31省面板數據進行實證分析，變量描述性統計如表1所示。

表1 描述性統計

(三)實證分析

從表2的估計結果來看，不加吸收能力交互項時，無論是全樣本還是子樣本，系數均顯著為正，說明FDI對出口復雜度的提升有顯著促進作用。但加入三個吸收能力的交互項后，全樣本和子樣本之間的結果則存在明顯差異，三個交互項有的在全樣本時顯著，有的則在子樣本時顯著。FDI與金融發展的交互項在2003—2008年子樣本中顯著為正，在2009—2016年子樣本中則顯著為負，而在全國樣本中不顯著。這說明2009年之前，FDI對出口復雜度的促進作用隨著金融發展水平的提高而提高，2009年之后隨著金融發展水平的提高，FDI反而越來越不利于出口復雜度的提高。就全國而言，則表現為FDI不受金融發展的影響，這與現有部分文獻研究結果一致。FDI與人力資本的交互項在全國樣本和2009—2016年子樣本中顯著為正，在2003—2008年子樣本中為負但不顯著，說明FDI對出口復雜度的促進作用在全國樣本和2009—2016年子樣本中隨著人力資本的提高而提高，而在2003—2008年子樣本中則不存在約束作用。FDI與基礎設施的交互項只在2003—2008年子樣本中顯著為負，在全國樣本系數為正，2009—2016年子樣本為負但均不顯著。上述結果表明，FDI對出口復雜度的影響受到金融發展、人力資本和基礎設施三個吸收能力的約束。在吸收能力約束下，FDI與出口復雜度之間存在一定的非線性關系，且隨著人力資本、金融發展和基礎設施的不同而不同，從而驗證了假說1。

表2 吸收能力約束下的回歸結果

(續表)

上述方法雖然一定程度上識別了FDI與出口復雜度的非線性關系或門檻特征，但仍存在不足。分組檢驗法難以把握樣本的分組標準，交互項模型法雖可以估出具體的門檻值，但無法對“門檻效應”進行顯著性檢驗。Hansen(1999)提出的面板門檻模型則能很好地解決上述問題，因此本文分別以金融發展、人力資本與基礎設施為門檻變量，構建FDI對出口復雜度影響的面板門檻回歸模型(4)，重新進行估計和檢驗。

ln=+ln*(<)+*(>)

+*(<<)+*(>)+

+++

(4)

模型(4)中，為門檻解釋變量，包括金融發展、人力資本和基礎設施建設水平，(*)為示性函數，是門檻值，其他變量與模型(1)一致。同樣利用stata 15軟件和各省面板數據進行估計和檢驗，結果如表3和表4所示。

表3 門檻檢驗結果

表3結果顯示，FDI對出口復雜度的影響存在顯著的基于金融發展的單門檻效應，基于人力資本HC和基礎設施PEC的雙門檻效應。金融發展門檻值為0.0304；人力資本第一個門檻值為5.1322，第二個門檻值為9.2255；基礎設施第一個門檻值為1.2063，第二個門檻值為14.3568。

表4 基準門檻回歸結果

表4中列(1)—(3)分別為以金融發展、人力資本和基礎設施為門檻的估計結果。從列(1)來看，當金融發展水平低于門檻值0.0304時，的系數為0178，并在1%的水平上顯著；當金融發展水平高于門檻值00304時，的系數為0231，并在1%的水平上顯著，說明金融發展水平越高，FDI對出口復雜度的提升作用越明顯，驗證了假說2。通過融資、風險投資和創新風險轉移機制，確保了本地新舊廠商充分吸收FDI技術溢出和二次開發，進而加大了FDI對出口復雜度的提升作用。這說明金融發展水平越高，FDI對本地出口復雜度的提升作用也越明顯。

從列(2)來看，當人力資本在第一個門檻值(5.1322)以下時，的系數為-0.566，并在1%的顯著性水平上顯著，而當處于第一個門檻值和第二個門檻值(9.2255)之間時，系數轉變為0.178，并在1%的顯著性水平上顯著；當大于第二個門檻值時，系數仍然顯著為正，并擴大為0.208。該結果一方面說明FDI對出口復雜度并不都是促進作用，人力資本過低時會起阻礙作用，只有當人力資本跨越門檻值時，FDI才能顯著提升出口復雜度，從而驗證了假說3。人力資本較低時，本地缺乏吸收FDI技術溢出和應對外資企業進入帶來的沖擊的能力，此時FDI的進入不利于出口復雜度水平的提高。另一方面，隨著東道國人力資本越來越高，FDI對出口復雜度的提升作用越來越大。人力資本體現了當地的技術水平基礎，越高的人力資本，越有利于提升示范效應、培訓效應和關聯效應的效率，從而有利于FDI對出口復雜度的提升?，F有經驗研究中，FDI對發達國家出口復雜度的提升作用比發展中國家大的一個重要原因在于發達國家人力資本相對較高。

從列(3)來看，當基礎設施在第一個門檻值1.2063以下時，系數為0025，但不顯著；當處于第一個門檻值和第二個門檻值(143568)之間時，系數提高為0194，并在1%的水平上顯著；當跨越第二個門檻值后，的系數仍顯著為正，并擴大為0270。這說明不完善的基礎設施將無法發揮FDI對出口復雜度的提升作用，只有跨越一定的基礎設施門檻，FDI對出口復雜度才有顯著促進作用，并隨著基礎設施水平的提升，這種促進作用將越大，從而驗證了假說4。理論上，基礎設施具有明顯的網絡效應、規模效應和外部性，可為本地廠商吸收和利用外資技術溢出提供良好的外部環境，極大地降低了出口企業吸收外資技術外溢的成本，有利于本地廠商獲取新產品信息和研發新產品，從而提升出口技術水平。

表5展示了2003年和2019年我國各省份吸收能力的分布情況。就金融發展來看，2003年處于門檻值以下的有黑龍江等17??；2019年則已經全部跨越門檻值。就人力資本而言，2003年西藏仍然處在第一個門檻值以下，大部分省份人力資本處于兩個門檻值之間，高于第二個門檻值的僅有北京、上海、遼寧和天津；2019年則沒有低于第一個門檻值的省份，絕大部分省份已經跨越第二個門檻值，只有西藏處于第一個門檻值和第二個門檻值之間。從基礎設施來看，2003年西藏、青海、新疆、內蒙古、甘肅和云南處于第一個門檻值以下，其他省份均處于第一個門檻值和第二個門檻值之間，尚未有跨越第二個門檻值的省份；2019年尚有西藏、青海與新疆沒有跨越第一個門檻值，甘肅等9個省份仍處于第一個門檻值和第二個門檻值之間，其他大部分省份已經跨越第二個門檻值。

表5 各省份吸收能力門檻通過情況

總體來看，2003年以來，我國三種類型省份的吸收能力有了較大幅度的提升，FDI對我國出口復雜度的提升作用進一步顯現。東部地區絕大部分省份都在高吸收能力以上，大部分中西部省份未達到FDI促進出口復雜度的最優吸收能力。受數據的限制，我們雖然沒有展示2003年以前各省吸收能力的情況，根據上述吸收能力分布可以推測，改革開放以來大部分年份，我國許多省份吸收能力未達到FDI促進本地出口復雜度提升的最優水平，其提升作用較小甚至有阻礙作用。這也一定程度上解釋了為什么我國有巨大的FDI流量和存量，但出口技術水平卻沒有如日韓等國一樣實現對歐美發達國家的趕超。

(四)內生性問題與處理

上述門檻模型能較好地估計異質性吸收能力下FDI對出口復雜度的差異化影響，但仍然存在兩方面不足：一是無法處理內生性問題。對于潛在的內生性問題，我們認為主要有兩個方面。一方面是遺漏重要解釋變量產生的內生性問題，對于該問題我們采用的是面板數據，并基于已有的研究加入貿易開放度、市場化水平、政府財政收支，以及金融發展、人力資本和基礎設施三個門檻變量作為控制變量，以緩解遺漏重要變量造成的內生性問題；另一方面是核心解釋變量FDI與出口復雜度之間反向因果造成的內生性問題，即FDI既能影響出口復雜度，出口復雜度也能反過來影響FDI，雙向因果引起的內生性問題會影響模型估計的一致性。我們在前文的基準門檻模型中并未對此進行討論，因此結果的可靠性仍待進一步驗證。二是無法估計動態影響，出口技術水平存在一定的變動慣性，上一年度的出口復雜度可能會影響下一年度的出口復雜度，如果在模型中不加以控制，也會影響估計結果的可信度。因此，本文借鑒Seo & Shin(2016)的動態面板門檻模型對Hansen(1999)靜態門檻模型進一步拓展，在模型(4)的基礎上構建動態面板模型(5)，采用FD-GMM進行估計和檢驗。

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+(ln+?ln+2){>}+++

(5)

模型(5)中主要變量與前文模型一致，不同的是加入了被解釋變量ln的滯后項，且允許其他解釋變量與門檻別解釋變量一起變動。本文以的滯后一期和各省份到最近港口之間的距離作為的工具變量，利用軟件GAUSS 10對模型(5)進行估計，結果如表6。

表6 動態面板門檻模型FD-GMM估計結果

(續表)

由表6可知，Linearity (值)均為0，均拒絕了不存在門檻效應的原假設，說明FDI對出口復雜度的影響存在基于金融發展、人力資本和基礎設施的門檻效應，門檻值分別為0.0346、8.2569和5.3216。落在各自門檻值以上的樣本占比分別為65.43%、69.58%和45.85%，同時統計量均顯示不存在過度識別問題，工具變量是合理的。對比門檻值上下.ln系數可知，低吸收能力樣本的出口復雜度對下一年的出口復雜度存在較大的正向慣性影響，高吸收能力樣本在這方面的作用相對較弱。當金融發展水平低于0.0346時，的系數為0.0625，并在10%的水平上顯著，而當金融發展水平大于門檻值0.0346時，的系數則擴大為0.1599，在1%的水平上顯著，說明金融發展水平越高，FDI對出口復雜度的提升作用越強。當人力資本水平低于8.5269時，的系數為-0.0358但不顯著，而當人力資本跨越8.5269的門檻值時，系數則轉變為顯著為正，說明人力資本過低時，FDI對出口復雜度有負向阻礙作用，但此作用不明顯，只有跨越相應的人力資本門檻，FDI才對出口復雜度有顯著的提升作用。同樣，當基礎設施水平在0.0225以下時，系數不顯著，而在0.0225時則轉變為0.2613，并在1%的水平上顯著?？傮w來看，考慮了內生性和動態性問題后，結果依然穩健。

四、進一步討論

為進一步驗證前文門檻估計的穩健性和FDI對出口復雜度的差異化影響，本文將前文的三個吸收能力進一步細化并構建相應的指標進行估計。此外，現有研究也表明FDI技術溢出效應還因產業類型和FDI資金來源地的不同存在差異(毛日昇、魏浩，2007)，因而FDI對東道國出口復雜度的影響也可能因產業類型和FDI資金地補貼而存在差異。本部分將探討FDI對高技術產業的門檻效應以及FDI不同來源地對出口復雜度的差異化影響。

(一)吸收能力差異

為進一步探討吸收能力異質性約束下FDI對出口復雜度的差異化作用，本文將金融發展、人力資本和基礎設施分為不同類型的吸收能力，變量的構建如表7所示。

表7 異質性門檻變量構建

分別以表7中的變量為門檻變量對模型(4)進行估計，結果如表8所示。表8顯示門檻估計結果均驗證了前文吸收能力越高，FDI對出口復雜度的提升作用越大的結論。具體來看，兩個門檻區間，銀行業發展對FDI影響出口復雜度的作用最大，證券業發展次之，保險業發展的作用相對較低。這與我國特殊的金融體系有關，我國以銀行的間接融資為主，證券和保險行業起步較晚且規模相對較小。根據國家統計局的數據，截至2020年年底，中國銀行、證券和保險三大金融行業的總資產為351.94萬億元，其中銀行業為319.74萬億元，約占90.85%，保險和證券行業總資產占比不到10%。絕大部分融資由以銀行貸款為主的間接融資提供。從人力資本的具體形態來看，低于門檻值時，相對于技術知識資本，教育知識資本對FDI提升出口廠商出口技術復雜度的作用更強，而跨越門檻值后，技術知識資本作用更強。這說明教育知識資本在東道國廠商吸收FDI技術溢出中起基礎性作用，而技術知識資本則在高水平的吸收能力下作用更大。交通基礎設施對出口技術復雜度有顯著的推動作用，這與王永進等(2010)研究結果一致，而郵電通信和互聯網基礎設施對出口復雜度的直接提升作用較小，但三者通過提高本地廠商對FDI技術溢出的吸收能力，間接提升了出口廠商的出口復雜度。總的來說，基礎設施水平越高，FDI技術溢出對當地出口廠商產品復雜度的提升作用越大。

表8 異質性參數估計結果

(二)產業差異

我國大力引進外資的一個重要初衷是利用外資發展本土高技術產業，“以市場換技術”的政策曾經風靡一時。引進外資對我國本土高技術產業的出口復雜度有多大的提升作用？本文將計算各省份高技術產業復雜度，并分別以金融市場發展、人力資本和基礎設施為門檻變量對模型(4)進行回歸，結果如表9所示。

表9 高新技術產業參數估計結果

從表9來看，FDI對我國高技術產業出口復雜度的影響均存在基于金融市場發展、人力資本和基礎設施水平的門檻效應，門檻值分別為2.8878、5.1322和1.77。當處于金融市場發展門檻值以下時，FDI系數為0.197，并在1%的水平上顯著；處于門檻值以上時，FDI系數擴大為0.296，并在1%的水平上顯著。這說明金融市場發展水平越高，FDI對高技術產業的出口復雜度提升作用越大。相對而言，不管是門檻值以下還是門檻值以上，高技術產業樣本FDI的系數均大于全樣本。當人力資本處于門檻值以下時，FDI系數為-1.409，并在1%的水平上顯著；當處于門檻值以上時，相應的FDI系數轉變為0.313，并在1%的水平上顯著，與全樣本結果基本一致，即只有跨越一定的人力資本門檻，FDI才對當地出口復雜度有推動作用，人力資本過低反而會沖擊當地的出口產業，導致出口復雜度下降。不同之處在于，兩個區間高技術產業FDI系數的絕對值遠大于全樣本，系數波動更大，在門檻值以下時，FDI對高技術產業出口復雜度的阻礙作用更大，跨越門檻值以后，FDI對出口復雜度的提升作用也較全樣本更大。當基礎設施處于門檻值以下時，FDI系數為0.102，并在1%的水平上顯著，當跨越基礎設施門檻值時，FDI系數擴大為0.204，并在1%的水平上顯著。FDI對出口復雜度的影響隨吸收能力的不同而不同。總的來說，估計結果與全國樣本基本一致，即吸收能力越高，FDI對出口復雜度的提升作用越明顯，相對而言，高技術產業下，FDI的技術溢出效應對吸收能力更為敏感，使得FDI對出口復雜度的影響程度也存在差異。

(三)FDI來源地差異

現有文獻表明，FDI來源不同，其對東道國的溢出效應也存在差異。改革開放以來，我國在吸引外資上取得了很大成就。商務部數據顯示，2020年,我國已是全球吸引外資最多的發展中國家和世界第一大利用外資國。我國吸收外資規模大，但來源比較集中：來自中國港澳臺地區的FDI常年占比均在50%以上，另外來自OECD成員國和東南亞國家的FDI也占有相當比例，三者合計占比90%以上。因此，本文將樣本按FDI來源分為來自中國港澳臺地區、東南亞國家以及OECD成員國三類樣本考察FDI來源異質性對出口復雜度的影響，分別以金融發展、人力資本和基礎設施為門檻變量，利用模型(4)分別進行估計，結果分別如表10、表11和表12所示。

表10 分資金來源參數估計結果(金融發展)

表10結果表明，三個樣本均存在顯著的基于金融市場發展的門檻效應，門檻值分別為0.0338、0.0367和0.0301。門檻上下區間，來自中國港澳臺地區的的系數分別0.092和0.143，并在1%的水平上顯著，說明來自港澳臺地區的FDI對我國出口復雜度的提升作用隨著金融市場發展水平的提高而提高。而東南亞國家和OECD成員國兩個樣本的系數在各自門檻值以下時均為負但不顯著，當跨越金融市場發展門檻值時，系數則轉變為顯著為正，說明金融市場發展水平低時，來自東南亞國家和OECD成員國的FDI對我國出口復雜度的溢出不明顯，只有跨越相應的金融門檻值后，上述兩類FDI才能對我國出口復雜度有顯著的提升作用。橫向來看，來自中國港澳臺地區的系數均大于來自東南亞國家和OECD成員國的系數，說明來自中國港澳臺地區的FDI對我國出口復雜度的提升作用相對較高，這一方面是由于中國港澳臺地區的FDI占我國實際利用外資的比例高，且以中低端技術產業為主，對我國總體出口復雜度有基礎性的提升作用；另一方面是由于OECD成員國維持的高技術出口管制以及東南亞地區外資技術水平相對低端，從而造成這兩類FDI對我國出口復雜度的提升作用相對較小。

從表11檢驗結果來看，來自中國港澳臺地區、東南亞國家和OECD成員國的FDI對我國出口復雜度的影響均存在基于人力資本的門檻效應，門檻值分別為9.0285、8.4819和9.7102。人力資本門檻值以下時，中國港澳臺地區的系數為0.114，并在1%的水平上顯著，而東南亞國家和OECD成員國的系數則分別為0.018和0.013但不顯著，而人力資本處于門檻值以上時，中國港澳臺地區、東南亞國家和OECD成員國的系數分別為0.157、0.093和0.059，并均在1%的水平上顯著，說明來自港澳臺地區的FDI對我國出口復雜度的提升作用較另外兩類外資的作用大，同時也驗證了吸收能力越強，FDI對出口復雜度的提升作用越強的結論。

表11 分資金來源參數估計結果(人力資本)

(續表)

表12結果表明，來自我國港澳臺地區、東南亞國家和OECD成員國的FDI對我國出口復雜度的影響存在顯著的基于基礎設施的門檻效應，門檻值分別為2.0012、1.3787和1.9636。來源于中國港澳臺地區和OECD成員國的 FDI人力資本門檻值相對較高，可能是因為來自這兩個樣本的FDI技術水平相對較高，對基礎設施等配套要求相對較高。當基礎設施水平在門檻值以下時，系數分別為0.073、-0.156和-0.040，且均在5%以上的水平上顯著；在相應門檻值以上時，系數分別為0.139、0.052和0.050，均在1%的水平上顯著。這說明，一方面，來自港澳臺地區的FDI對我國出口復雜度的促進作用隨著基礎設施水平的提高而提高，而來自東南亞國家和OECD成員國的FDI對出口復雜度技術外溢只有當所在地基礎設施跨越相應的門檻值時才能有效，基礎設施水平不足會對當地的出口廠商造成不利沖擊進而影響出口復雜度的提升。另一方面，來自我國港澳臺地區的FDI對出口復雜度的提升作用遠比來自東南亞國家和OECD成員國的FDI強。

表12 分資金來源參數估計結果(基礎設施)

(續表)

五、結論與政策含義

本文從異質性吸收能力的視角探討了FDI對我國出口復雜度的差異化影響，并試圖解釋長期以來，巨大的FDI流量和存量卻未能快速提升我國總體出口技術水平的原因。在分析金融發展、人力資本和基礎設施約束下FDI對出口復雜度影響機制的基礎上，本文基于修正后的Hausmann等(2007)的方法計算了我國2002—2018年的各省出口復雜度，數據顯示，我國加入世貿組織以來出口復雜度有了較穩定的提升，區域之間和區域內部的出口復雜度差異在縮小。在此基礎上，本文進一步通過構建面板門檻模型估計了吸收能力約束下FDI對出口復雜度的差異化影響，主要結論包括五個方面：第一，FDI對出口復雜度的影響程度以本地吸收能力為條件，本地吸收能力越強，FDI對出口復雜度的提升作用越明顯。FDI對出口復雜度的影響受到當地金融發展、人力資本和基礎設施水平三類吸收能力的制約，二者存在顯著的門檻效應，大量外資進入對我國出口技術水平提升作用不明顯的原因在于本地吸收能力存在不足。第二，金融發展水平是本地企業對外資技術模仿和二次創新的重要保障，FDI對出口復雜度的促進作用隨著金融發展水平的提升而提升，當前FDI對我國出口復雜度的促進作用受以銀行為主的間接融資約束較大，受直接融資的作用相對較小。第三，陸運基礎設施仍然是基礎設施體系建設中的基石，以陸運設施作為基礎設施代理變量時，FDI對出口復雜度的提升作用更明顯。值得注意的是，互聯網基礎設施在跨越一定的門檻時，其憑借強大的網絡效應，FDI對出口復雜度的提升作用較大。第四，人力資本是FDI通過技術溢出效應影響本地出口復雜度的關鍵因素，只有跨越相應的人力資本門檻值以后，FDI才能對出口復雜度有提升作用，否則，FDI的進入不僅無法產生溢出效應，反而會因為東道國出口廠商與外資廠商技術差距過大而對本地廠商和產業造成不利沖擊。從人力資本的具體形態來看，相應門檻值以下時，教育知識資本相對于技術知識資本對FDI影響出口技術復雜度的作用更強，而處于門檻值以上時則相反，跨越門檻值后，技術知識資本作用更強。第五，FDI對高技術產業出口復雜度的影響對當地吸收能力更為敏感，來自港澳臺地區的FDI對我國出口復雜度的影響較其他來源的FDI作用更大。

在促進國內國際雙循環的背景下，一方面要更大力度地吸引和利用外資，另一方面要協同推進強大國內市場和提升全球價值鏈地位。因此，本研究的發現對于推動外資外貿高質量發展有一定的政策含義。

第一，引進外資的同時也應該注重對FDI技術溢出吸收能力的提升，各地應該在“人”“財”“物”吸收能力建設方面采取配套措施，以更好地發揮FDI進入對東道國出口技術水平的促進作用。具體而言，一是要著力改善融資結構和融資效率，最大化FDI對我國出口復雜度的促進作用。加快銀行利率市場化和證券市場注冊制改革，提升直接融資比例，鼓勵和支持風險資本投資和天使投資經濟市場發展，發揮風險資本價值發現功能，促進多層次多樣化的融資結構形成，著力改善企業融資環境，降低融資成本和提升融資效率。二是要完善中西部省份的交通基礎設施，加快新型基礎設施建設，發揮基礎設施在FDI對各省出口復雜度的技術擴散效應。一方面要完善綜合運輸大通道，加強出疆入藏、中西部地區、沿江沿海戰略骨干通道建設，有序推進能力進展通道網絡升級擴容；另一方面要圍繞強化數字轉型、智能升級、融合創新支撐，布局信息基礎設施建設、融合基礎設施和創新基礎設施等新型基礎設施。三是要在加快義務教育和高等教育體系改革，優化人力資本配置。一方面，可在一定條件下將國家義務教育提高到高中階段，以提升各地勞動力整體受教育年限，進一步增強人力資本在FDI對本地出口復雜度的促進作用；另一方面，要提高高等教育質量，分類建設一流大學和一流學科，培養創新型、應用型、技能型人才。

第二，在重視提升吸收能力的同時，還應注重引進外資的來源地和質量，通過引進高質量外資推動我國各個行業，特別是高技術產品整體出口復雜度的提升。具體來說，對于中西部吸引外資相對較少、但吸收能力較強的省份，可以適度引進和承接東部地區和國外轉移的外資。對于FDI規模較大、吸收能力已經達到最優水平的東部地區而言，應該適度降低高污染、高能耗、低收益的外資，積極擴大高新技術產業FDI的引進，吸引高質量外資進入先進制造、高技術產業和傳統制造數字化轉型等領域，有序擴大互聯網、教育、文化、醫療等領域對外資開放，支持外資企業設立研發中心和參與承擔國家科技計劃項目。