双循环格局下“引进来”如何促进制造业高质量“走出去”——基于制度环境的门槛效应分析

余 姗，樊秀峰，蒋皓文

(1.西安财经大学 西部能源经济与区域发展协同创新研究中心，西安 710100；2.西安交通大学 经济与金融学院，西安 710061)

一、引言

随着成本比较优势的丧失和资源环境约束的加剧，中国传统注重“量”的贸易发展模式受到巨大挑战，急需探索出口产品“质”的提升(耿晔强和常德鸿，2020)[1]。党的十九届五中全会提出，要加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。不仅要积极推动高水平的对外开放，更深度融入全球经济，即进一步扩大市场准入，创造更加公平的市场环境，引进更高水平的外资；而且要加快推进贸易创新发展，提升出口质量，实现高质量引进来和高水平走出去，构建顺畅联通的国内国际循环(刘鹤，2020)[2]。中共中央国务院发布的《关于推进贸易高质量发展的指导意见》从顶层设计上对外贸高质量发展作出要求，明确提出要加快推动规则等制度型开放转变。习近平总书记在2020年经济社会领域专家座谈会上提出随着中国迈入新发展阶段，改革也面临新的任务，要营造长期稳定可预期的制度环境。2020年中国FDI逆势增长了4%，达到1630亿美元，如何在新的国际形势下，建立良好的制度环境，扫除阻碍双循环畅通的制度、观念和利益羁绊，破除妨碍生产要素市场化配置及流通的体制机制障碍，进一步发挥外资在促进本土贸易竞争优势形成和推动贸易高质量发展的作用成为重要的时代命题。2021年1月，中办、国办印发《建设高标准市场体系行动方案》明确提出要破除市场准入隐性壁垒，优化营商环境，提高外资服务水平。因此，本文立足双循环新发展格局背景，基于制度环境协同外资“引进来”视角，探讨其如何促进中国制造业高质量“走出去”具有重要的现实意义。

学界认为出口技术复杂度是衡量出口“质量”的重要指标(Hausmann et al.，2007)[3]9。现有研究关于FDI对出口技术复杂度影响的观点各不相同。引进外资存在积极的启动与补智效应、示范效应与前后产业关联效应，也可能存在负面的财富流失、结构失衡与挤出效应(刘建丽，2019)[4]。而制度环境一方面会影响外资的进入选择与进入质量，另一方面也会对FDI技术溢出产生负面影响(Shah et al.，2016)[5]。一些学者认为外商直接投资(FDI)带来的并非简单的货币资本流动，更重要的是先进生产要素集合的流动，包括科学技术、管理方法与制度等，通过技术溢出、示范效应、竞争效应等作用机制提升东道主地区出口竞争力，因此外商直接投资在推动外贸高质量发展中扮演了不言而喻的重要角色(余姗、樊秀峰，2014)[6]。张雨与戴翔(2017)基于跨国面板数据发现服务业FDI促进本部门出口技术复杂度，考虑到制度环境因素时仍存在正向影响[7]。Alguacil等(2011)指出政府通过改善政治和经济框架有效提升了外国直接投资的促进作用[8]。同样观点在“一带一路”沿线国家样本数据同样得到验证(杨栋旭、于津平，2021)[9]。曹慧平和沙文兵(2021)的研究发现改善契约环境能够通过缓解融资约束、优化要素结构以及增加科研创新三种渠道实现有效利用外资，促进中国制造高质量“走出去”[10]。但也有学者持相反观点：Mullen等(2007)基于美国特定行业样本的经验研究认为大量外资子公司的存在使得本土企业并未获得生产率的提高[11]。García等(2013)研究发现在西班牙制造业产业层面和企业层面上，FDI流入对东道国企业创新绩效存在负相关性[12]。还有观点认为FDI所带来的影响会随时间产生变化，Merlevede等(2014)[13]认为最初外资进入会对本土竞争对手的生产力造成负面影响，随后会在较长时间内产生积极影响。

梳理文献发现：现有研究关于FDI对本土制造业影响作用是促进还是阻碍尚存在分歧，并且较少考虑其对不同省份可能存在的非线性影响，以及不同制度环境下影响效应的异质性，且在已有考虑制度环境因素的文献中，大多采用与FDI交互项的方法引入变量，容易引起多重共线性问题。与此同时，各地区外贸发展处于不同发展阶段，有必要明辨外资在不同外贸发展阶段是否存在角色转换，为政府决策提供科学依据，因此存在进一步深入的研究空间。基于以上几点，本文试图从以下几方面做出边际贡献：第一，有别于其他孤立的研究FDI或制度环境对制造业出口技术复杂度的影响效应，本文拓展“成本发现理论”模型，将三者纳入统一理论框架分析。第二，引入面板分位数模型，探索制造业出口技术复杂度异质化背景下，FDI对出口技术复杂度的影响效应，克服了普通均值线性回归的片面性。第三，采用Hansen(1999)非线性门槛模型[14]，考察了制度环境在FDI影响制造业出口技术复杂度的非线性动态内生关联，避免了静态线性分析可能存在的误差。

二、理论分析与研究假设

外资企业不仅是短缺资金与前沿技术的供给者与传播者、更高效率的生产组织者、更先进企业制度的载体，而且是连接双循环的天然纽带和推动国内国际双循环相互促进的重要力量。中国外资引入的积极方面具体包括：(1)技术溢出与促进创新效应：外资企业培养了一批技术与管理骨干，通过人才流动实现对该行业该领域整体竞争力的增强。(2)竞争效应：在管理、技术方面代表国际先进水平的外资进入中国必然加剧了国内市场的行业竞争，本土企业想要占据一席之地的话，要求其扩大研发支出，提升产品技术水平与服务质量，增强与外资企业的竞争能力。(3)前后产业关联效应：内资企业通过将技术薄弱的环节外包给外资企业，采用外资前沿技术与高质量服务提高企业竞争力，同时外资企业进入上游产业链对下游内资企业提出原材料等要求，倒逼本土企业提升自身技术管理水平(Havranek et al.，2011)[15]，鉴于此，本文提出假设1。

H1：FDI有助于中国制造业出口技术复杂度提升。

引入Hausmann和Rodrik(2003)[16]提出的“成本发现理论”，从微观角度设计本研究的出口部门生产函数如下：

Y=AKaLbNc

(1)

A=f(τ,σ)

(2)

τ=g(D,F)

(3)

σ=h(B,I)

(4)

其中K、L、N分别代表了资本投入、生产劳动力供给和自然资源禀赋，A指代技术水平。假设规模报酬不变，即a+b+c=1。假设A服从[0,A`]的均匀分布。A`由知识收益(τ)与知识环境(σ)所决定，而知识收益(τ)由内源知识收益(D)通常受该地区专利数量、人力资本等因素影响；外源知识收益(F)则取决于FDI产生的技术外溢、贸易开放度等条件；而知识环境(σ)则进一步分为两类：制度环境(I)包括产权保护、契约执行度等；B代表其他可能影响技术水平的非物质环境例如经济水平、基础设施等等。A`越大则出口企业技术水平越高，出口竞争力随之增强。

遵循成本发现理论，企业对技术研发行为存在两种选择：自主创新或模仿。若出口企业i的技术水平为Ai，同行业的最高技术水平为Amax，而技术外溢系数(又称模仿效率)为μ。企业的选择取决于Ai和μAmax的大小。假定出口部门企业数量为n，则出口企业选模仿其他企业的概率与预期技术水平分别为：

(5)

(6)

同理，出口企业选择自主创新的概率与预期技术水平为：

(7)

(8)

对式(6)、(8)求和，综上可得一地区出口部分预期技术水平为：

(9)

回代入式(1)得式(10)：

(10)

根据规模报酬不变可得：

(11)

由式(11)可知，预期技术水平将受到该地区技术禀赋(A`)的影响，A`的大小将影响该地区技术水平的分布和平均水平，而制造业出口技术复杂度作为地区技术禀赋的体现，将对预期技术水平存在间接影响。进一步看，制造业出口技术复杂度分别受到内源知识收益(D)与外源知识收益(F)的影响，因此在后续实证中引入外商直接投资、贸易开放度表征外源知识收益，人力资本、研发水平代表内源知识收益。因此本文提出假设2。

H2：在出口技术复杂度异质性背景下，FDI对制造业出口技术复杂度存在非线性驱动效应。

与此同时出口技术复杂度提升受到技术外溢系数μ的影响，即FDI带来的技术有效外溢以及出口部门外源知识收益的过程要求东道主地区具备相应的吸收能力。已经有学者从人力资本(何兴强等，2014)、经济水平(谢建国和吴国锋，2014)、基础设施(李斌等，2016)等视角出发[17～19]，探讨了吸收能力对FDI与出口技术复杂度作用的影响。制度环境作为影响吸收能力的重要因素之一，直接影响到外资所带来的知识溢出、示范效应、竞争效应能否顺利发挥效果，由于各地区制度环境发展水平处于不同阶段，必将对东道主地区吸收能力产生不同作用，即制度环境与技术外溢系数相关。外资企业“超国民待遇”、民营主体获取生产要素成本相对较高等现实矛盾较为突出，归根到底是制度环境的供给不匹配贸易发展的需求。将制度环境变量纳入分析框架，对可能存在制度环境门槛效应的成本发现理论模型公式进一步推导。具体函数如下(此处仅列出存在制度环境单门槛变量时的情形)：

(12)

其中I(·)为门槛指示函数，Thr为门槛变量，φ为特定的门槛值，基于此，本文提出假设3。

H3：FDI对制造业出口技术复杂度提升存在制度环境门槛效应。

三、模型构建与数据说明

(一)模型构建

为检验FDI是否提高了中国各省份的出口技术复杂度，本文构建模型如下：

TCit=α+βFDIit+θXit+εit

(13)

其中，i和t分别代表省份和年份；TCit为被解释变量，代表每个省份的出口技术复杂度；FDIit为核心解释变量，代表各省份外商直接投资水平。β为FDIit的待估系数，中国各个省份的外商直接投资是否推动该省份贸易高质量发展取决于β。Xit为控制变量，θ为相应的估计系数，εit为随机误差项。

(二)变量选取与数据说明

1.被解释变量

出口技术复杂度TC。对于如何对出口技术复杂度进行测度，学界普遍采用Hausmann et al.(2007)[3]10提出的两步计算法对制造业出口技术复杂度进行度量，本文基于《中国工业经济统计年鉴》出口产业数据，得出省级面板数据。计算公式如下：

(14)

(15)

(16)

其中，i为地区，j代表产品，Yi表示i地区人均GDP，Wij代表权重，即j产品在i地区出口中所占比例占世界总水平份额，Xij表示i地区j产品的出口额，Xi表示i地区出口总额，PRODYj表示j产品的技术含量，TCi为i地区制造业出口技术复杂度，衡量地区制造业的出口高质量发展水平。

2.控制变量

(1)人力资本水平(EDU)：人力资本水平不光影响着内源知识收益的同时，也可以影响外源知识收益，提高FDI技术外溢的吸收能力并缩小与外资企业的管理水平差距，进一步增强企业综合竞争力。

(2)资本要素投入(K)：先进装备制造业离不开大量的机器设备与生产厂房，一般情况下，先进生产设备的产品拥有较强的市场竞争力。

(3)贸易开放度(OPEN)：贸易开放度反映了一国产业的国内外联系紧密程度，从事国际贸易活动有利于通过国外先进技术外溢的互补效应提升自身技术水平。

(4)基础物流设施水平(INF)：国际贸易活动相对于普通生产交易活动有较高的交易成本，需要企业根据经济形势作出调整，对与产品复杂度较高的企业更是如此。而基础物流设施的完善程度将影响企业能否迅速及时地调整生产安排，从而推动出口技术复杂度的整体提升。

(5)研发水平(RD)：技术研发能力不仅是一个地区核心竞争力的体现，同时影响着本土对外商直接投资技术溢出的吸收。强大的自主技术研发能力可以帮助中国在日益激烈的国际竞争中获得优势。

3.门槛变量

制度环境(MARKET)：制度环境涉及多个方面,例如要素、产品市场的市场化程度、契约执行度、产权保护等。一方面较好的制度环境可以促进经济活动与资源配置在市场化环境下进行，通过优胜劣汰增强整体企业竞争力。另一方面，契约的执行水平与知识产权保护对企业的创新与研发活动有着激励作用，同时出口技术复杂度越高的企业对于契约环境与产权保护更加敏感。本文研究样本确定为中国30个省份(不含西藏及港澳台)。相关变量来源、测度方法如表1所示，统计性描述见表2。

表1 变量及其数据来源

表2 变量统计性描述

四、实证结果与分析

(一)基准回归

通过基准回归验证外商直接投资是否促进了中国各省份出口技术复杂度的提升，为避免出现伪回归以及可能存在的面板数据选择问题，选用方差膨胀因子(VIF)对数据潜在的多重共线性问题进行考察，发现VIF值均小于10，通过了多重共线性检验。为了克服OLS回归分析可能存在的扰动项自相关、个别变量并非严格外生等局限，以及采用固定效应模型可能存在的内生性问题，本文采用系统GMM方法进行内生性检验。选用制造业出口技术复杂度滞后一期作为工具变量，逐步加入控制变量进行基准回归，具体回归结果见表3。

表3 基准回归结果

表3(续)

根据表3列(5)可知外商直接投资(FDI)回归系数为0.014并通过10%水平显著性检验，说明外商直接投资显著推动了中国制造业出口技术复杂度的提升，前文提出假设1得证，外资在促进中国各省份贸易高质量发展，扮演了积极的角色。同时人力资本水平(EDU)为正向且通过了1%显著性水平检验，显著推动了制造业出口技术复杂度的提升，而资本要素投入(K)、研发与创新能力(RD)回归系数为正但未通过显著性水平检验，说明中国资本要素使用效率较为欠缺、企业专利商用化程度有待提升。基础物流设施水平(INF)和贸易开放度(OPEN)回归系数为负，可能的原因是：过去“铁公基”的投资驱动增长方式对私人部门投资存在挤出效应(唐东波，2015)[21]，从而扭曲需求结构抑制了企业技术创新，同时金融市场的挤出效应提高了企业的融资成本，增加了企业技术研发的风险与不稳定性(蔡晓慧和茹玉骢，2016)[22]，而贸易开放度的提高对本国制造业出口技术复杂度提升可能有抑制作用。以上经验实证表明外资在推动外贸高质量发展中起到的积极作用，符合理论假设，同时也重申了中国转变经济驱动方式的重要性与紧迫性。

为保证回归结果的稳健性以及规避内生性问题，本文采用RE、FE、OLS回归方法进行稳健性检验，并根据豪斯曼检验结果决定选择固定效应模型还是随机效应模型，由于P值为0.000，在1%的显著性下强烈拒绝原假设，适用固定效应模型回归，结果见表3列(6)，OLS回归结果见表3列(7)。通过比较表3的列(5)、(6)、(7)，系统GMM方法、FE、OLS回归结果，可以发现FDI的回归系数大小有略微变化，系数方向与显著性均未发生实质性变化，实证结果较为稳健。

(二)面板分位数回归

由于中国各省份发展阶段不同，省际间制造业出口技术复杂度存在异质性，传统的线性回归损失了部分信息，只能反映两者之间的平均效应，同时均值回归的参数估计结果还容易受到极端值的影响。我们采取面板分位数回归模型，继续验证中国省级出口技术复杂度异质化背景条件下，FDI将如何影响各个省份制造业出口技术复杂度，旨在揭示不同制造业出口技术复杂度条件下外商直接投资对省级制造业出口技术复杂度的边际效果，本文在式(1)的基础上构建如式(17)所示的面板分位数回归模型进行回归，同时考虑到估计效果的有效性，各个分位数回归时均采用自助抽样法重复抽样400次。

QTCit(τ|Xit)=σi+φ(τ)Xitt=1,2,…,mi=1,2,…,n

(17)

其中QTCit(τ|Xit)表示在X给定的条件下TC的τ条件分位数；X为解释变量，包括核心解释变量(外商直接投资)和控制变量；φ(τ)表示分位数回归系数，可以通过求解目标函数得：

(18)

其中ωk表示每个分位数代表的权重。

面板分位数回归结果见表4，回归系数趋势图见图1。从面板分位数回归的结果来看，外商直接投资(FDI)的各个分位数回归系数全部显著为正，进一步验证了假设1，即FDI显著促进中国省级制造业出口技术复杂度。从外商直接投资回归系数随着分位数变化趋势可以看出，随着制造业出口技术复杂度分位数的增长(10%→30%→50%→70%→90%)，外商直接投资的分位数回归系数呈现先减后增的趋势(0.056→0.053→0.030→0.038→0.065)，说明外商直接投资对制造业出口技术复杂度的促进作用呈非线性变化，从而验证了本文的假设2，即制造业出口技术复杂度异质性背景下FDI对制造业出口技术复杂度存在非线性驱动效应。对于出口竞争力较弱的省份，FDI的流入具有较强的启动与补智效应，原因在于外贸欠发达的省份技术水平相对落后与管理制度较为欠缺，但是拥有丰富的廉价劳动力资源，与外资所代表的先进技术与管理理念形成鲜明的“互补效应”，使得单位FDI的流入可以获得较好的边际收益，此时FDI对出口竞争力起到了“雪中送炭”的作用。当分位点为50%时，FDI对出口竞争力的作用受到了明显的抑制，外贸发展中游地区通常会受到两头挤压，其在劳动要素成本与技术管理水平上均不存在优势，导致该类地区在使用外资方面存在“两难困境”。而分位点越过70%之后，FDI的促进作用急剧上升，这是由于外贸发达区域一般都拥有良好的人才与技术基础，可以做到对FDI外溢效应的快速、全面的吸收，促进本地企业具备更强的竞争力，此时FDI起到了“锦上添花”的作用。综上所述，面板分位数模型通过条件分布较为全面地揭示了FDI在出口技术复杂度异质性背景下的非线性作用，回归结果相较于一般的线性回归更为精准，为政府科学决策，制定与实施差异化政策提供了经验证据与支撑。

表4 分位数面板回归结果

图1 分位数回归系数趋势图

(三)门槛效应分析

在基准回归以及面板分位数回归检验时，均未涉及各省际之间制度环境的差异，面板分位数回归结果显示了各个省份贸易发展阶段的不同会导致FDI对出口技术复杂度敏感性的差异。为了进一步验证制度环境异质性背景下，FDI对中国各省份出口技术复杂度影响的非线性分析，有必要进一步探索制度环境可能存在的门槛效应，考察制度环境约束下，FDI对各省份出口技术复杂度影响的区别。选取制度环境为门槛变量，构建FDI与各省份出口技术复杂度的面板门槛计量模型，进行多门槛检验：

TCit=α0+β1FDIit×I(Thr≤φ)+β2FDIit×I(Thr>φ)+θXit+μi+γt+εit

(19)

其中I(·)为门槛指示函数，Thr为门槛变量，φ为特定的门槛值，其余变量如前文所述。

本文根据Hansen提出的样本自举法(Bootstrap)反复抽样500以对门槛效应的存在性与个数进行检验。结果如表5显示，FDI对各省份出口技术复杂度通过了单门槛与双门槛检验，未通过三门槛检验，基于此，以下将以制度为门槛变量选用双门槛模型进行回归。

表5 门槛估计结果与门槛效应检验结果

表6 双重门槛模型的回归结果

表6(续)

根据表6所示，FDI对制造业出口技术复杂度存在制度环境的双重门槛效应，随着制度环境的持续改善，引入外资对制造业出口技术复杂度的促进作用呈现先增长后下降的变动轨迹，共分为三个区域。在低制度环境区域(I)FDI对制造业出口技术复杂度的弹性系数为0.048在10%水平下显著；进入中等制度环境区域(II)后弹性系数骤增至0.128且在1%水平下显著；在高水平制度环境区域(III)其弹性与显著水平略有下降，但优于低制度环境区域。导致该现象可能的原因是：在(I)区域由于地方政府对产品市场准入限制、要素市场控制等制度原因降低了资源配置效率，“有形的手”抑制了FDI所带来的正向促进效应(踪家峰和杨琦，2013)[23]，而制度环境跨入(II)区域后，“无形的手”推动生产要素向最有效率的部门流动，外资公司通过市场化竞争取得优势倒逼本土企业加大研发力度，同时市场化改革降低了企业融资成本，降低研发风险(杨俊和李平，2017)[24]。进入(III)区后FDI促进作用受到了明显抑制，可能的原因主要有以下几点：第一，不断完善的知识产权保护与法律诉讼造成了企业高额模仿成本，不利于技术外溢，市场化的竞争结合外资企业较强的竞争力造成外资对行业的垄断进而产生资源错配，进一步压缩了本土企业生存空间。第二，制度环境分指标存在“木桶短板效应”，如：东部地区制度环境总体水平较高，但其分指标产品市场发育程度却明显落后于其他指标，因此会抑制FDI 的促进作用(王瑾和樊秀峰，2019)[25]。第三，高水平制度环境地区的地方政府政策会对企业的创新意愿产生冲击。例如进口鼓励政策与贸易再平衡政策会压抑出口部门企业的自主创新研发动力(邢孝兵等，2018；张杰，2015)[26～27]。表6中各区域FDI回归系数均显著为正，再次佐证了假设1，同时也符合提出的假设3：FDI对制造业出口技术复杂度影响存在制度环境门槛效应。

五、结论与政策建议

本文拓展了“成本发现理论”模型，引入制度环境因素，构建FDI影响制造业出口技术复杂度的研究框架，利用2009—2018年中国省级面板数据，采用系统GMM估计、FE模型及OLS模型检验FDI对出口技术复杂度的影响效应，通过面板分位数模型探究出口技术复杂度异质性条件下FDI的非线性驱动效应，并进一步检验制度环境变量对FDI影响出口技术复杂度的门槛效应。研究结论如下：第一，FDI对中国省级制造业出口技术复杂度存在正向影响作用。第二，随着出口技术复杂度从低到高的增长过程中，FDI对其影响呈现先减后增的非线性正向促进作用。第三，FDI对制造业出口技术复杂度的影响存在制度环境双重门槛效应，即FDI对中国省级出口技术复杂度的正向效应随区域制度质量提升呈现先增后减的变动轨迹。资本要素投入、贸易开放度、人力资本等因素同样是推动制造业“高质量”走出去的重要动力。

根据以上研究结果，提出以下政策建议：第一，推动更大范围、更宽领域及更深层次的对外开放，以高水平开放促进高质量发展。抓住构建中国双循环新发展格局的机遇，发挥后疫情时期中国经济率先复苏的优势，更多元化、灵活的方式引进外资，如针对疫情冲击下海外企业缺乏足够资本在华投资建厂的情况，积极联系海外企业以专利技术入股与中资企业展开合作；深化资金、人才、科技等领域开放的协同效应，探索引资新模式，引导贸易的高质量发展向更高层次跃升。第二，结合各地区自身产业优势，制定差异化引资策略，利用好外资带来的“雪中送炭”与“锦上添花”效应，不仅要保持引资规模的稳步增长，也要积极寻求引资结构的持续优化，引导外资在经济建设中作出正面贡献。第三，持续推进“放管服”改革，充分发挥政府的“店小二”精神，构建高质量制度环境。进一步扩大市场准入，持续优化外资准入负面清单和鼓励外商投资目录，创造更加国际化、法制化、便利化及公平的营商环境，实现全球化产业布局，以高质量“引进来”和高水平“走出去”的双向开放促进经济高质量发展(刘涛和韩悦，2021)[28]。对于制度环境落后的地区，尤其是尚未跨过第一门槛的省份如安徽、甘肃、广西、云南等地地方政府要主动建立便捷高效的政务环境，打通市场主体在经营过程中面临的痛点、堵点，优化营商环境监测制度。而跨过第二门槛的省份例如上海、北京等地则需要进一步释放制度红利，对标国际先进经验进行探索改革，增强对外资的吸引力和对现有外资企业的黏性，通过优化制度环境以保障产业链与供应链的安全稳定。