摘 要：高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度是衡量一個國家科技水平和創(chuàng)新能力的重要指標。本文基于中國2002—2021年省際面板數(shù)據(jù)，探究外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的影響。研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資能顯著促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度提高。機制分析表明，外商直接投資通過促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新推動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度提升，金融發(fā)展水平則強化了這種影響，當全社會研發(fā)水平超過一定的門檻值時，這種提升作用會更加明顯。異質(zhì)性分析表明，外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的促進作用在經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)以及對于技術(shù)研發(fā)要求更高的航空航天業(yè)表現(xiàn)得更加明顯。進一步從時間和空間兩個維度研究表明，外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的促進作用不僅具有長期效應，還具有空間溢出效應，能輻射帶動鄰近地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度提升。因此，在中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，持續(xù)優(yōu)化外商投資環(huán)境對于中國的經(jīng)濟發(fā)展和國際競爭力具有重要意義。

關(guān)鍵詞：外商直接投資；高技術(shù)產(chǎn)業(yè)；出口技術(shù)復雜度；機制檢驗；空間溢出

中圖分類號：F746.12；F742；F019.3 文獻標志碼：A 文章編號：1003-5559（- 2024）08-0010-13

一、引言

當前全球經(jīng)濟形勢復雜多變，各國面臨著諸多挑戰(zhàn)和不確定性，為了更好地融入全球市場，提升國際競爭力已經(jīng)成為我國經(jīng)濟長期穩(wěn)定發(fā)展的重要任務[1]?！?024年政府工作報告》中提出，要擴大高水平對外開放，促進互利共贏，主動對接高標準國際經(jīng)貿(mào)規(guī)則，穩(wěn)步擴大制度型開放，增強國內(nèi)國際兩個市場兩種資源聯(lián)動效應，鞏固外貿(mào)外資基本盤，培育國際經(jīng)濟合作和競爭新優(yōu)勢。這不僅是應對當前全球經(jīng)濟形勢的必要舉措，更是推動我國經(jīng)濟長期穩(wěn)定發(fā)展的關(guān)鍵所在。2011—2023年，我國進出口總額從3.64萬億美元增長到5.94萬億美元，增長超過60%，為世界貿(mào)易做出了重要貢獻，體現(xiàn)了我國國際競爭力不斷提升[2]。

研究表明，國際競爭力主要由出口技術(shù)復雜度決定[3-4]。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵領域，對于實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展至關(guān)重要。不斷提高高技術(shù)產(chǎn)品出口的技術(shù)復雜度，可以有效地提升生產(chǎn)技術(shù)水平，對于實現(xiàn)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變、優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動力等方面都具有至關(guān)重要的意義[5]。近年來中國的出口逐漸向高復雜度產(chǎn)品領域發(fā)展，并在一些領域取得了顯著進展，但是與發(fā)達國家相比，仍存在一定差距，高技術(shù)產(chǎn)品的出口技術(shù)復雜度增長較慢[6-7]，且從產(chǎn)品結(jié)構(gòu)來看，中國出口仍主要集中在低復雜度和中復雜度產(chǎn)品，中國出口結(jié)構(gòu)尚待進一步優(yōu)化[8]。

外商直接投資（FDI）作為我國參與國際貿(mào)易的主要模式，在吸收國際資本和引進國際先進生產(chǎn)技術(shù)的同時[9]，還有效地培育了中國生產(chǎn)能力的建設，通過培養(yǎng)內(nèi)生動力的同時帶動外部出口的增長[10]，對此，眾多學者從不同角度討論了外商直接投資對出口技術(shù)復雜度的影響。從影響機制來看，現(xiàn)有研究主要聚焦于技術(shù)創(chuàng)新效應、知識溢出效應、競爭示范效應等影響機制。有學者提出外商直接投資可以通過均攤研發(fā)費用，剝離外圍環(huán)節(jié)，促使母國企業(yè)專注于核心技術(shù)的研發(fā)，強化其創(chuàng)新能力，助力出口技術(shù)提升[11]；也有學者討論了外商直接投資能夠帶來先進技術(shù)和知識，本土企業(yè)通過學習、模仿提升自身技術(shù)水平，推動出口產(chǎn)品技術(shù)含量提高[12]；還有學者深入研究發(fā)現(xiàn)，外商的進入加劇市場競爭，促使本土企業(yè)改進技術(shù)、優(yōu)化生產(chǎn)以增強競爭力，進而提升出口技術(shù)復雜度[13]。從研究方法來看，劉勝和顧乃華通過分區(qū)域異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡以及政策傾斜等因素是導致FDI對出口技術(shù)復雜度影響存在區(qū)域差異4le0AlkxJ54EZHjrq5lwDblEWMb/SGU9YJ8mjL7i6Z4=性的主要原因。從出口技術(shù)復雜度測算方法來看，大多研究在測算某一行業(yè)出口技術(shù)復雜度時仍沿用Hausmann構(gòu)建的初始指標[15]，但該指標立足于全行業(yè)出口總體復雜度測算，并不適用于僅針對某一個行業(yè)出口的度量，為此，李福柱[16]等在測算制造業(yè)出口技術(shù)復雜度時，采用“制造業(yè)全員勞動生產(chǎn)率”來替代人均GDP指標，更好地體現(xiàn)制造業(yè)人力資本、物質(zhì)資本、技術(shù)水平。

盡管已有研究揭示了FDI可以通過多方面推動出口技術(shù)復雜度提高，但仍存在可拓展之處。第一，研究視角上，現(xiàn)bYmz3tZrkjmyG70xyqE6GkKDYCl5qUIOP/istAGWZJM=有研究重點大多在于FDI對全行業(yè)，以及制造業(yè)、服務業(yè)出口技術(shù)復雜度的研究，鮮有學者從高技術(shù)產(chǎn)業(yè)視角進行研究，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為國家競爭力的重要體現(xiàn)以及創(chuàng)新驅(qū)動的關(guān)鍵領域，基于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)視角深入研究外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的影響具有極為重要的理論和現(xiàn)實意義；第二，現(xiàn)有研究較多關(guān)注了地理區(qū)域差異，但忽略了不同行業(yè)對外資利用的特點和效果；第三，較多針對某一具體行業(yè)的研究忽視了出口技術(shù)復雜度測算指標適用性問題，導致有關(guān)測算結(jié)果產(chǎn)生一定偏差。明確二者之間的關(guān)系，能夠為進一步推動我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的升級，縮小與發(fā)達國家的差距，實現(xiàn)高質(zhì)量、可持續(xù)的發(fā)展提供有力的理論支持。因此，本文在現(xiàn)有文獻的基礎上，選取2002—2021年中國31個省份省級面板數(shù)據(jù)為研究對象，探究外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的影響，并分析其影響機制。

與既有文獻相比，本文的貢獻主要有：①研究視角方面，目前學者們更多關(guān)注的是外商直接投資對全行業(yè)或制造業(yè)出口技術(shù)復雜度的研究，而本文聚焦高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，探究FDI對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的影響，并分析了其作用機制。相較于其他行業(yè)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有高創(chuàng)新性、高附加值和高滲透性等特點，且高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展往往依賴于大規(guī)模的研發(fā)投入和高端人才的集聚，因此與FDI的聯(lián)系更為緊密。②研究方法方面，本文一方面利用2017年國務院印發(fā)的《國務院關(guān)于促進外資增長若干措施的通知》作為準自然實驗，對比政策實施前后的變化；另一方面，從區(qū)域、細分行業(yè)兩個角度去考察FDI對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的異質(zhì)性，不僅在學術(shù)上豐富了現(xiàn)有文獻，也為各地政府在引導高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、合理利用外資方面提供了有益的政策思考。③創(chuàng)新性地使用技術(shù)創(chuàng)新指標來代替經(jīng)濟指標衡量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度，在計算高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度指標時，采用專利授權(quán)數(shù)來代替人均GDP指標，更直接地反映高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力。

二、理論分析與研究假設

（一）FDI與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度

依據(jù)技術(shù)轉(zhuǎn)移以及知識溢出的相關(guān)原理，外商投資企業(yè)通常帶來先進的技術(shù)和成熟的管理經(jīng)驗，這些知識和技能可以通過人員的合理流動、廣泛的技術(shù)合作等多種途徑，有效地溢出并滲透到高技術(shù)產(chǎn)業(yè)[17]，這種由外商投資企業(yè)所引發(fā)的技術(shù)轉(zhuǎn)移現(xiàn)象可以加速當?shù)禺a(chǎn)業(yè)的技術(shù)升級和創(chuàng)新能力的提升，加速技術(shù)研發(fā)的進程，實現(xiàn)出口產(chǎn)品質(zhì)量快速升級[18]，提升生產(chǎn)效率，促進技術(shù)創(chuàng)新[19]，從而促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的提高。從更深層次的角度來看，外商投資企業(yè)所帶來的先進技術(shù)和成熟管理經(jīng)驗，通過各種渠道的溢出和滲透，在相當長的一段時期內(nèi)能對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生極為深遠的影響，人員的合理流動意味著這些知識和技能可以在不同的企業(yè)和組織之間傳播和擴散，讓更多的主體受益[20]，廣泛的技術(shù)合作則進一步拓展了知識溢出的范圍和深度，使技術(shù)和管理經(jīng)驗能夠在更大的范圍內(nèi)發(fā)揮作用。當這種技術(shù)轉(zhuǎn)移現(xiàn)象持續(xù)發(fā)生并深化時，當?shù)禺a(chǎn)業(yè)的技術(shù)升級步伐會不斷加快，創(chuàng)新能力會不斷增強，技術(shù)研發(fā)進程會被持續(xù)推進，出口產(chǎn)品質(zhì)量的升級會更加迅速且穩(wěn)定，這不僅會提升整體的生產(chǎn)效率，還會營造出更加有利于技術(shù)創(chuàng)新的環(huán)境和氛圍，從而為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的持續(xù)提高注入源源不斷的動力，形成一種良性循環(huán)，對整個產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和提升起到至關(guān)重要的推動作用[21]。

根據(jù)競爭效應理論，當外商投資企業(yè)進入時，會明顯增加市場的競爭壓力，這種壓力會迫使本土企業(yè)不得不加大研發(fā)投入的力度，全力提升產(chǎn)品的技術(shù)含量和質(zhì)量水平，以此來確保自身在激烈的市場競爭中能夠保持優(yōu)勢地位[22]。FDI還能通過示范效應等方式，讓本土企業(yè)學習和借鑒先進的技術(shù)和管理模式，進一步激發(fā)自身的創(chuàng)新潛能，促進產(chǎn)業(yè)鏈的不斷升級和完善，吸引眾多相關(guān)配套企業(yè)紛紛加入，進而逐漸形成一個龐大且充滿活力的技術(shù)創(chuàng)新網(wǎng)絡[23]，在這個網(wǎng)絡中，知識和技術(shù)能夠更加高效、快速地傳播和擴散，為相關(guān)產(chǎn)業(yè)的持續(xù)發(fā)展提供了堅實的支撐和強大的動力，也為出口技術(shù)復雜度的進一步提升創(chuàng)造了更為有利的條件和環(huán)境。

與其他傳統(tǒng)行業(yè)相比，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)因其高度的技術(shù)密集性，高度依賴研發(fā)投入以及專業(yè)人才，且產(chǎn)業(yè)鏈之間協(xié)同更加緊密，因此需要大量的研發(fā)投入和專業(yè)知識作為支撐[24]。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的特性決定了其發(fā)展路徑的獨特性。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)由于技術(shù)迭代迅速以及市場需求的不斷變化，要求企業(yè)必須持續(xù)投入資源進行研發(fā)，以保持在競爭中的優(yōu)勢地位，因此通常需要大量的研發(fā)投入以支持技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品升級，研發(fā)投入占企業(yè)成本的比重更高。外商投資為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)提供了額外的資金，這些資金作為研發(fā)投入，用于技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品開發(fā)方面，加速新技術(shù)的研發(fā)和應用并完善現(xiàn)有產(chǎn)品，使其在國際市場上更具競爭力，進而增加出口技術(shù)復雜度。對于資金密集型的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)項目來說，外資的加入可以有效緩解資金壓力，加速研發(fā)進程。同時，外資投資企業(yè)通常擁有更完善的人才體系，吸引了大量高素質(zhì)人才，外商直接投資往往伴隨著人才的流動，當這些人才在不同企業(yè)間流動時，會將所掌握的技術(shù)和管理經(jīng)驗傳播開來，促進知識和技術(shù)的擴散，為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展注入新的活力，為出口技術(shù)復雜度的提升奠定更加堅實的基礎，在此過程中，本土企業(yè)不僅能夠獲得技術(shù)和管理經(jīng)驗，還能夠通過與這些流動人才的合作，拓寬自身的視野，了解國際前沿的技術(shù)動態(tài)和市場趨勢。此外，外商投資企業(yè)的加入，正好可以借助其在技術(shù)、管理和市場經(jīng)驗等方面的優(yōu)勢，與本土企業(yè)共同推動產(chǎn)業(yè)鏈的協(xié)同發(fā)展。本土企業(yè)通過與外商投資企業(yè)的合作與交流，能夠吸收先進技術(shù)和管理經(jīng)驗，激發(fā)自身的創(chuàng)新潛能[25]，這種協(xié)同發(fā)展不僅體現(xiàn)在生產(chǎn)環(huán)節(jié)的合作，還包括在研發(fā)、市場推廣等方面的深度融合，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)復雜度因而得到顯著提升，展現(xiàn)出更加強大的競爭力。

金融發(fā)展水平的提高可以改善資本市場的效率，降低企業(yè)的融資成本，使得高技術(shù)產(chǎn)業(yè)能夠更容易地獲得外部資金支持。一方面，金融發(fā)展水平的提高將促進資本供給服務的改善、人力資本的有效積累和學習能力的增強；另一方面，金融發(fā)展水平的提高也有助于避免信息不對稱的逆向選擇問題，帶來國內(nèi)企業(yè)水平的提高，最終促進產(chǎn)品出口技術(shù)復雜度的提高。

全社會研發(fā)投入水平可以_{J/Hk1AbVL9OXK7QtFNXclJ0h9BZ1+K68BNLYejSnfxM=}被視為一個國家或地區(qū)整體技術(shù)能力和創(chuàng)新水平的重要指標。當全社會研發(fā)投入水平較低時，外商直接投資可能主要集中在低技術(shù)產(chǎn)業(yè)或勞動密集型產(chǎn)業(yè)，對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的提升作用相對較弱。然而，當全社會研發(fā)投入水平超過一定值時，情況可能會發(fā)生變化。隨著研發(fā)投入的增加，一個國家或地區(qū)的技術(shù)能力和創(chuàng)新水平也會相應提高。這將吸引更多的外商直接投資進入高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，帶來更多的技術(shù)轉(zhuǎn)移和知識溢出。這些投資不僅可以提供資金支持，還可以帶來先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步和創(chuàng)新能力提升。

基于上文分析，提出如下假說：

H1：外商直接投資增加會對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度產(chǎn)生正向影響。

（二）外商直接投資促進作用的長期性和空間溢出效應

外商直接投資帶來了資金、高素質(zhì)人才、先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，這些技術(shù)和知識通過技術(shù)轉(zhuǎn)移、人員培訓、合作研發(fā)等方式在國內(nèi)企業(yè)中傳播和溢出。首先，技術(shù)轉(zhuǎn)移和知識溢出是一個持續(xù)的過程，隨著外資企業(yè)在本地的深入發(fā)展，本地企業(yè)能夠持續(xù)接觸到最新的技術(shù)和管理實踐，從而逐步提升自身的技術(shù)復雜度。從高技術(shù)產(chǎn)業(yè)視角來看，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)所涉及的技術(shù)通常具有高度專業(yè)性，因此外商直接投資帶來的新技術(shù)和知識，需要在較長時間內(nèi)才能完成吸收和內(nèi)化。其次，外商直接投資通過提供就業(yè)機會、職業(yè)培訓和技能發(fā)展等方式，對本地勞動力進行培養(yǎng)和提升，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)由于知識體系較為復雜，因此人才培養(yǎng)周期也較長，培養(yǎng)相關(guān)專業(yè)人才，往往需要經(jīng)過多年的教育和工作積累，因此，外商直接投資帶來的人才交流和培訓機會，對于提升本土人才素質(zhì)的效果需要在較長時間內(nèi)才能顯現(xiàn)。最后，外商直接投資進入中國后，會與國內(nèi)企業(yè)建立產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，形成供應鏈和產(chǎn)業(yè)鏈，隨著時間的推移，這種產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)會促使國內(nèi)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)不斷提升自身的技術(shù)水平和創(chuàng)新能力，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)成果的產(chǎn)業(yè)化依賴完整的產(chǎn)業(yè)鏈支持，而上下游企業(yè)的協(xié)同發(fā)展需要完善配套設施和條件的支持，因此需要較長時間來實現(xiàn)。

當外商直接投資進入一個地區(qū)時，它帶來的不僅是資金，更重要的是新的技術(shù)、知識和管理經(jīng)驗[26]。這些技術(shù)和知識可能會通過人員流動、技術(shù)合作、供應鏈聯(lián)系等方式傳播到鄰近地區(qū)，鄰近地區(qū)的企業(yè)和產(chǎn)業(yè)會從這些溢出中受益，從而提高自身的技術(shù)水平和生產(chǎn)效率[27]。另外，外商直接投資能帶動基礎設施和配套服務改善，鄰近地區(qū)以及經(jīng)濟相近地區(qū)可受益于產(chǎn)業(yè)集聚和競爭壓力，通過學習和模仿，吸收這些先進的知識和技術(shù)，提升出口技術(shù)復雜度[28]。

基于上文分析，提出如下假說：

H2：外商直接投資增加對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的提升具有長期性和空間溢出效應。

總結(jié)以上理論分析，本文具體的邏輯框架如圖1所示。

三、研究設計

（一）模型構(gòu)建

1.基礎模型

為了檢驗外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的影響，本文構(gòu)建模型如下：

ETSit=β0+β1FDIit+γkControlsit+μi+εit （1）

其中，i代表各省，t代表年份，ETSit代表各省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度，F(xiàn)DIit代表i省在t年的外商直接投資水平，Controlsit表示一系列控制變量，μi代表省份控制變量，εit代表誤差項。主要變量的定義如表1所示。

2.出口技術(shù)復雜度的測算

本文借鑒Hausmann[15]的做法，使用中國省級層面的數(shù)據(jù)，加權(quán)平均到高技術(shù)產(chǎn)業(yè)維度，以此來計算中國31個省份的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度。計算步驟具體如下：

首先，計算t年份高技術(shù)產(chǎn)品a的出口技術(shù)復雜度（ETSat）：

其中，ETSat代表t年份高技術(shù)某產(chǎn)品a的出口技術(shù)復雜度，a代表某高技術(shù)產(chǎn)品，i代表省份，xiat代表t年份省份i高技術(shù)產(chǎn)品a的出口額，X代

表省份i高技術(shù)產(chǎn)業(yè)所有產(chǎn)品的出口總額匯總，x itiatX代表t年份省份i高技術(shù)產(chǎn)品a的出口額占高技術(shù)產(chǎn)業(yè)所有產(chǎn)品的出口總額匯總的比重，

PGN代表省份i的專利授權(quán)數(shù)。本文對計算方法中的人均GDP指標進行優(yōu)化，采用專利授權(quán)數(shù)來代替人均GDP指標，專利授權(quán)數(shù)量可以更直接地反映一個國家或地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力。專利授權(quán)數(shù)量的變化可以反映技術(shù)創(chuàng)新的趨勢和變化，更好地反映出口產(chǎn)品的技術(shù)含量。

其次，計算t年份省份i的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度（ETSit）：

ETSat （3）it代表t年份省份i的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度，xiat代表t年份省份i高技術(shù)產(chǎn)X品a的出口額， it代表t年份省份i高技術(shù)產(chǎn)業(yè)所

有產(chǎn)品的出口總額匯總，xiatXit代表t年份省份i高技術(shù)產(chǎn)品a的出口額占高技術(shù)產(chǎn)業(yè)所有產(chǎn)品的出口總額匯總的比重。

ETSat代表t年份高技術(shù)產(chǎn)品a的出口技術(shù)復雜度，該指數(shù)實際上是t年份所有高技術(shù)產(chǎn)品出口技術(shù)復雜度的加權(quán)平均值，權(quán)重為xiatXit，即t年份省份i高技術(shù)產(chǎn)品a的出口額占高技術(shù)產(chǎn)業(yè)所有產(chǎn)品的出口總額匯總的比重。

（二）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文以2002—2021年中國31個省的省際面板數(shù)據(jù)為研究對象。31個省的省際的出口額數(shù)據(jù)來自國研網(wǎng)，外商直接投資額、GDP、人均GDP、教育經(jīng)費、財政支出額、貿(mào)易進出口額、城鎮(zhèn)人口、總?cè)丝?、金融機構(gòu)存貸款總額、研究與試驗發(fā)展（R&D）經(jīng)費內(nèi)部支出數(shù)據(jù)均來自EPS網(wǎng)站，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利申請數(shù)以及全省專利申請數(shù)來自中國社會經(jīng)濟大數(shù)據(jù)研究平臺。

對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的劃分，本文將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)細分為醫(yī)藥制造、航空航天、電子及通信設備、計算機及辦公設備、醫(yī)療儀器設備及儀器儀表五個細分行業(yè)，后通過最新的聯(lián)合國貿(mào)易統(tǒng)計部門給出的《國際貿(mào)易標準分類修訂4》（SITC Rev.4），逐個篩選出五個行業(yè)所包含的SITC分類下的商品編碼，然后采用聯(lián)合國貿(mào)易統(tǒng)計部門官網(wǎng)發(fā)布的HS與SITC之間的轉(zhuǎn)換關(guān)系表，確定每個SITC編碼所對應的HS6位編碼，再利用HS6位編碼在中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫篩選各省、各行業(yè)出口數(shù)據(jù)。

另外，本文在數(shù)據(jù)處理過程中，對于連續(xù)變量，為了減少極端值對數(shù)據(jù)分析的影響，并使數(shù)據(jù)更具代表性，對數(shù)據(jù)進行了預處理，將連續(xù)變量都進行縮尾處理。同時，為了緩解異方差帶來的波動，對部分數(shù)據(jù)進行了對數(shù)處理。表2描述性統(tǒng)計反映了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，表明數(shù)據(jù)無明顯偏態(tài)。同時，通過VIF檢驗顯示，各個解釋變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

四、實證結(jié)果與分析

（一）基準回歸

表3是外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的基準回歸的結(jié)果，回歸固定了個體效應。從回歸結(jié)果可以看到，外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的影響在1％的顯著性水平下為正，且外商直接投資占比每增加1％，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度就會增加0.24%。結(jié)果表明外商直接投資增加對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度有顯著的正向影響，地區(qū)外商投資水平越高，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度就越高，假說1得證。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.剔除部分年份

考慮到全球公共衛(wèi)生事件對經(jīng)濟的影響，剔除2020年及2021年的樣本數(shù)據(jù)；其次，考慮到2008年受金融危機的影響，再剔除2008年樣本數(shù)據(jù)后進行穩(wěn)健性檢驗，進行重新估計，結(jié)果如表4（1）所示，可知該模型仍在1%水平上顯著為正，表明結(jié)果穩(wěn)健。

2.替換核心解釋變量

保持被解釋變量和控制變量與基準回歸一致，將外商直接投資額與GDP的比值替換為外方注冊資本與GDP的比值（FRC）重新進行估計，結(jié)果如表4（2）所示。核心解釋變量外商直接投資的回歸系數(shù)的符號沒有發(fā)生變化，依然是正，且都是在1%的水平下顯著，核心結(jié)論穩(wěn)健。

3.內(nèi)生性問題

盡管本文盡可能去把控那些可能會對外商直接投資以及高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度同時產(chǎn)生影響的因素，然而實證分析的結(jié)果仍可能受到一些難以觀測的外部因素的干擾。

針對反向因果導致的內(nèi)生性問題，本文選取外商直接投資滯后一期作為工具變量，進行兩階段最小二乘法檢驗，結(jié)果如表5（1）（2）所示。在2SLS估計中，一階段回歸中工具變量對外商直接投資在1%水平上顯著為正并且一階段的F值遠大于10，工具變量滿足外生性假設。同時工具變量難以通過外商直接投資之外的其他途徑影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度，說明工具變量選取較為合理。二階段回歸中，外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的影響顯著為正。核心結(jié)論穩(wěn)健。

針對省略重要解釋變量導致的內(nèi)生性問題，本文進一步使用系統(tǒng)GMM回歸來檢驗前文結(jié)論是否穩(wěn)健。使用ETS（高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度）的一階差分作為工具變量，回歸結(jié)果如表5（3）所示，工具變量對外商直接投資在1%水平上顯著為正，表明外商直接投資對出口技術(shù)復雜度的促進作用依然存在，結(jié)論穩(wěn)健。

針對樣本選擇偏差問題，本文采用Heckman兩階段模型進行檢驗。Heckman兩階段模型中，本文進一步加入地區(qū)工資水平（WAGE，用平均貨幣工資來表示）的外生影響因素，第一步用probit方法估計選擇方程，利用各省外商直接投資額的中位數(shù)劃分高低，來建立虛擬變量FDI_dummy作為probit的被解釋變量，根據(jù)估計結(jié)果計算逆米爾斯比率并在第二步加入基準模型中?；貧w結(jié)果如表5（4）（5）所示，核心結(jié)論依然穩(wěn)健。

4《.若干措施》的準自然實驗

為緩解潛在的內(nèi)生性問題，本文將2017年國務院印發(fā)《國務院關(guān)于促進外資增長若干措施的通知》（簡稱《若干措施》）作為一項準自然實驗。《若干措施》主要提出了“進一步減少外資準入限制”“制定財稅支持政策”等意見，并明確了職責分工，以確保各項措施落到實處。該措施旨在改善外商投資環(huán)境，吸引更多的外資進入中國市場，推動經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和轉(zhuǎn)型升級，不斷提升中國引資新優(yōu)勢，促進利用外資實現(xiàn)穩(wěn)定增長。《若干措施》的實施對外商直接投資的規(guī)模、結(jié)構(gòu)、質(zhì)量以及投資企業(yè)的運營等方面均帶來顯著的變化。另外，考慮這一政策是中央制定的，具有較強的指導性，對于外商直接投資而言是一個相對明顯的外生沖擊。但由于各地區(qū)外商直接投資基礎水平不同，在外商直接投資基礎水平較強的地區(qū)，當?shù)仄髽I(yè)與外資企業(yè)之間有著更多的合作機會和交流渠道且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更有利于吸收和利用外資帶來的技術(shù)、知識和管理經(jīng)驗，因此相關(guān)出口企業(yè)所受到的沖擊相對較大。這為本文構(gòu)造雙重差分模型以識別地區(qū)外商直接投資與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度提升之間的因果關(guān)系提供了一個契機?；诖?，本文從各地區(qū)對該通知的異質(zhì)性反應著手構(gòu)建對照組和實驗組，建立具體DID模型如下：ETS =α+α DI0it 1 DDIDit=Treatit?YYit

其中，YYit是時點變量，2017年及以后取值為1，之前取值為0，Treatit是實驗組標識。本文將所有省份分為外商直接投資水平程度高低兩組，分別記為對照組和實驗組，并基于此分析兩組地區(qū)在政策實施前后外商直接投資水平的變化趨勢，由于該政策是2017年8月公布的且政策實施可能具有滯后性，因此按照政策實施當年2017年年末中國各省外商直接投資額的中位數(shù)來分組，如果某省2017年年末的外商直接投資水平大于等于當年年末所有省份的中位數(shù)，本文將這部分樣本標識為實驗組，Treatit取值為1，反之標識為對照組，Treatit取值為0。

表6中第（1）列結(jié)果顯示，DIDit的系數(shù)至少在1%的水平上顯著為正，與預期結(jié)果一致。

平行趨勢假定是DID估計量無偏的關(guān)鍵假定。平行趨勢檢驗置信區(qū)間圖如圖2所示，回歸結(jié)果見表6第（2）列，其中Treat與事前年份虛擬變量（pre_4、pre_3、pre_2、pre_1）的交互項均不顯著異于0，這意味著在政策實施前，兩組地區(qū)的出口技術(shù)復雜度差異并不顯著且數(shù)值較小，滿足DID的平行性假定；進一步的，在政策實施當年（2017年）Treat×current虛擬變量并不顯著，而在與事后年份虛擬變量的交互項中，Treat與事后年份虛擬變量（time_1、time_2、time_3、time_4）的交互項均顯著為正且數(shù)值有增大的趨勢，表明該政策對出口技術(shù)復雜度有促進效應且有一年的滯后性。

針對上述準自然實驗，為避免不可觀測遺漏變量給回歸結(jié)果帶來影響，本文通過隨機虛構(gòu)政策試點進行安慰劑檢驗，進行了1000次的隨機抽樣，得到1000個回歸系數(shù)及其對應的t值，如圖3所示，t值主要分布在0值附近且服從正態(tài)分布，進一步佐證了上述研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

（三）異質(zhì)性分析

1.區(qū)域?qū)用娈愘|(zhì)性

中國各區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平、資源稟賦、產(chǎn)業(yè)基礎和市場環(huán)境等存在顯著差異，區(qū)域政策的差異也會影響外商直接投資的作用效果，區(qū)域發(fā)展不協(xié)調(diào)集中體現(xiàn)了經(jīng)濟發(fā)展不平衡矛盾，區(qū)域差距主要體現(xiàn)在東西差距上，基于地理區(qū)位，將樣本劃分為東部、中部、西部及東北地區(qū)。表7檢驗結(jié)果顯示，對于東部及西部地區(qū)，F(xiàn)DI系數(shù)均在1%水平顯著為正，東北地區(qū)FDI系數(shù)在5%水平顯著為正，而對中部地區(qū)則不顯著，表明在大部分地區(qū)，外商直接投資對出口技術(shù)復雜度的提高都有推動作用。其中東部地區(qū)的系數(shù)高于西部及東北地區(qū)，表明外商直接投資對東部地區(qū)促進效應更為明顯。

東部地區(qū)具有更為優(yōu)越的地理位置、更完善的基礎設施、更先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，以及更豐富的人才資源。這些優(yōu)勢使得東部地區(qū)能夠更有效地吸收和利用外商直接投資帶來的技術(shù)、資金和市場渠道等資源，從而更好地提高出口技術(shù)復雜度。而西部及東北地區(qū)由于產(chǎn)業(yè)基礎相對薄弱，高端人才相對短缺等問題限制了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

2.行業(yè)層面異質(zhì)性

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部各細分行業(yè)的技術(shù)特征、市場結(jié)構(gòu)和創(chuàng)新模式存在很大差異，這些差異使得外商直接投資在不同細分行業(yè)中的技術(shù)溢出途徑、創(chuàng)新激勵效果和資源整合能力各不相同，進而導致其對出口技術(shù)復雜度的影響程度和方式存在顯著差異，因此本文使用各省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)5個細分行業(yè)出口技術(shù)復雜度分別作為被解釋變量進行行業(yè)層面異質(zhì)性分析。表8行業(yè)層面異質(zhì)性檢驗結(jié)果顯示，對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的五個細分行業(yè)，系數(shù)均在1%水平顯著為正，表明在所有細分行業(yè)中，外商直接投資對出口技術(shù)復雜度的提高都有推動作用。其中，對于航空航天業(yè)的系數(shù)大于其他行業(yè)，表明外商直接投資對航空航天業(yè)促進效應更為明顯。

航空航天業(yè)具有高投入、高風險的特點，同時對技術(shù)的要求極為嚴格和尖端，需要大量的資金和先進技術(shù)支持，外商直接投資帶來的充裕資金滿足了投資需求并伴隨著先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗的引入，能夠有力推動行業(yè)的研發(fā)，顯著提升產(chǎn)品的技術(shù)含量和質(zhì)量，進而提高出口技術(shù)復雜度。此外，航空航天業(yè)作為國家安全與國際競爭的重要領域，各國政府通常給予重點扶持和保護，在吸引外商直接投資方面提供了更優(yōu)惠的政策和更完善的配套服務，進一步增強了外商直接投資對該行業(yè)出口技術(shù)復雜度的推動作用。

五、機制檢驗

（一）中介效應模型

外商直接投資可以為高科技產(chǎn)業(yè)注入資金、技術(shù)和管理經(jīng)驗，吸引大量高素質(zhì)人才。地方企業(yè)可以通過與外商投資企業(yè)合作，學習他們先進的成功經(jīng)驗，實現(xiàn)知識共享，有效提高技術(shù)創(chuàng)新水平。同時，外商投資創(chuàng)造了有利的創(chuàng)新氛圍，促進了產(chǎn)業(yè)鏈的完整協(xié)調(diào)發(fā)展，為技術(shù)創(chuàng)新提供了優(yōu)越的環(huán)境和條件，有效提高了生產(chǎn)效率，促進了產(chǎn)品升級，從而提高了出口技術(shù)的復雜性。

基于以上分析，外商直接投資的增加將推動技術(shù)創(chuàng)新水平的提高，從而對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度產(chǎn)生積極影響。為了驗證這一機制，本文利用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)層次的專利申請量占全省專利申請量的比例來衡量高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，并建立了如下中介效應模型：

+εit （7）

ETS其中，i代表各省，t代表年份， it代表各省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度，INNOit代表 i省在t年的技術(shù)創(chuàng)新水平， it代表i省在t年的外商投資額，其他變量與基礎模型一致。

表9中（1）列結(jié)果顯示，外商直接投資的系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明外商直接投資能顯著提升技術(shù)創(chuàng)新水平。通過（2）列結(jié)果顯示，技術(shù)創(chuàng)新水平的系數(shù)在1%水平上顯著為正，可知技術(shù)創(chuàng)新水平能顯著提升出口技術(shù)復雜度，即外商直接投資增加會促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度產(chǎn)生正向影響。

（二）調(diào)節(jié)效應模型

金融發(fā)展水平的提高可以提高資本市場的效率，促進資本供給服務的改善，降低企業(yè)的融資成本，使高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)更容易獲得外部金融支持。高水平的金融市場提供了更多的風險管理工具和金融衍生品，提高了企業(yè)的風險管理能力，也有助于避免信息不對稱的逆向選擇問題，從而提高國內(nèi)企業(yè)的水平。一個高水平的金融體系可以更好地吸引外國投資和跨國公司的直接投資。通過與外資企業(yè)的合作與競爭，當?shù)馗咝录夹g(shù)企業(yè)可以吸收國際先進技術(shù)，提高自身技術(shù)水平，增強學習能力，從而提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度。

金融發(fā)展水平可以通過多種方式促進技術(shù)進步，達到正調(diào)節(jié)的效果，因此本文采用金融發(fā)展水平作為調(diào)節(jié)變量，模型如下：ETS =β+β FD0it 1 I +β FDit 2 I?FIit N +γ Controlit k sit+μi+εit （8）FIN其中 it代表i省在t年的金融發(fā)展水平，β2為調(diào)節(jié)變量的系數(shù)，其他變量與基礎模型一致，根據(jù)表10結(jié)果，調(diào)節(jié)變量的系數(shù)在5%水平上顯著為正，表明金融發(fā)展水平的提高會顯著增強外商直接投資對出口技術(shù)復雜度的積極影響。

（三）門檻效應模型

全社會的研發(fā)投入水平可以被視為一個國家或地區(qū)整體技術(shù)能力和創(chuàng)新水平的重要指標。當全社會的研發(fā)投入水平較低時，外國直接投資可能主要集中在低技術(shù)產(chǎn)業(yè)或勞動密集型產(chǎn)業(yè)，增加高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜性的效果相對較弱。隨著研發(fā)投入的增加，一個國家或地區(qū)的技術(shù)能力和創(chuàng)新水平也會相應提高。這將吸引更多的外商直接投資進入高科技產(chǎn)業(yè)，帶來更多的技術(shù)轉(zhuǎn)讓和知識溢出。這些投資不僅可以提供資金支持，還可以帶來先進的技術(shù)和管理經(jīng)驗，促進高科技產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步和創(chuàng)新能力的提升。

本文將研發(fā)投資水平作為一個門檻變量，在不存在門檻值，一個門檻值和兩個門檻值的設定下依次進行估計。單一門檻效應通過顯著性檢驗，而雙門檻效應未通過，表明外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜性的影響存在單門檻效應。因此，該模型的結(jié)構(gòu)如下：

ETS =β+β FD0it 1 I?L（Rit D≤γ）+β FDit 1 2 I?L（Rit itD

>γ2）+γkControlsit+μi+εit （9）

其中，RDit代表第t年第i省的研發(fā)投入水平，γ為閾值，L（g）為指標函數(shù)。如果括號內(nèi)為true，則L（g）取為1，否則取為0。

從估算的門檻可以看出，研發(fā)投入水平在1%顯著水平上存在單一門檻效應，門檻值為0.03。解釋變量的估計系數(shù)大多顯著，影響方向大多一致，表明模型設置合理有效。此外，表11顯示，在研發(fā)投資水平高于和低于門檻0.03的兩個區(qū)間之間，研發(fā)投資水平對出口技術(shù)復雜性的影響存在顯著差異。當研發(fā)投入水平低于門檻值時，技術(shù)市場發(fā)展系數(shù)為0.2174，在1%的水平上顯著。研發(fā)投入水平對出口技術(shù)復雜性的影響相對較低。當研發(fā)投入水平超過門檻值時，研發(fā)投入水平系數(shù)為0.7847。研發(fā)投入水平對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的影響顯著增加。因此，當全社會的研發(fā)水平超過一定門檻值時，外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的提升作用會更加明顯。

六、進一步分析

（一）長期效應

根據(jù)前文分析，外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度有顯著的促進作用。但是，這能否說明外商直接投資對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的提升是長期有效的呢？

經(jīng)濟周期和宏觀經(jīng)濟環(huán)境的變化也可能對出口技術(shù)復雜度產(chǎn)生影響。在經(jīng)濟繁榮期，企業(yè)通常有更多的資源用于技術(shù)研發(fā)和產(chǎn)品升級，而在經(jīng)濟衰退期，企業(yè)可能會削減研發(fā)投入，專注于維持現(xiàn)有業(yè)務。因此，為排除長周期內(nèi)其他因素的影響，本文保持基礎回歸中加入的宏觀經(jīng)濟影響控制變量不變，參考明雷[29]的研究，僅對各外商直接投資變量取滯后1－5期，重新估計基準模型。表12報告了外商直接投資長期效應的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，各個外商直接投資變量在滯后1－4期對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度有較為明顯的正向影響，而從滯后5期開始系數(shù)較小且不顯著。進一步觀察估計系數(shù)發(fā)現(xiàn)，外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度有顯著的促進作用，但呈現(xiàn)出減小的趨勢?？傮w而言，外商直接投資能在較長一段時間內(nèi)促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度，假說2的長期性得證。

（二）空間溢出效應

本文進一步探求外商直接投資對各省的出口技術(shù)復雜度是否存在空間溢出效應。結(jié)合所研究問題，分別構(gòu)建鄰接權(quán)重矩陣、經(jīng)濟地理矩陣兩種空間權(quán)重矩陣。

1.鄰接空間權(quán)重矩陣

根據(jù)空間相鄰關(guān)系，選擇Queen連接，即共頂點連接或共領邊連接構(gòu)建鄰接權(quán)重矩陣。使用0和1來標記地區(qū)之間的空間相鄰情況，當?shù)貐^(qū)ｉ和地區(qū)ｊ相鄰時，W0-1矩陣中的元素Wi-j取值為1；當?shù)貐^(qū)ｉ和地區(qū)ｊ不相鄰時Wi-j取值為０。由于海南與大陸不鄰接，本文借鑒多數(shù)文獻的做法，假定其與廣東、廣西相鄰。

2.經(jīng)濟地理矩陣

用省份間人均GDP差額的倒數(shù)作為衡量省份間“經(jīng)濟距離”的指標，其中矩陣E主對角線元素為0，非主對角線元素為：

其中PGDPi為省份i在2017—2021年人均實際GDP均值。結(jié)果如表13所示，其中表（1）列為鄰接空間權(quán)重矩陣回歸結(jié)果，（2）列為經(jīng)濟地理矩陣回歸結(jié)果。無論選取何種空間權(quán)重矩陣，空間滯后估計系數(shù)始終顯著為正，表明外商直接投資確實能促進鄰近省份出口技術(shù)復雜度的提高，假說2的空間溢出效應得證。

回歸結(jié)果顯示直接效應與總效應始終顯著為正，表明外商直接投資促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度總體空間溢出的同時，又促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度區(qū)域內(nèi)空間溢出。間接效應表明，外商直接投資對鄰近地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的增長也具有輻射帶動效應。

七、結(jié)論與建議

本文使用2002—202+gbcKgKDmpdTMfF+S23CPA==1年31個省份的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口貿(mào)易相關(guān)數(shù)據(jù)，實證研究外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的影響，得到如下結(jié)論：

總體上外商直接投資能顯著提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)復雜度，這種影響能夠通過提升技術(shù)創(chuàng)新水平來實現(xiàn)；金融發(fā)展水平的提高強化了這種影響；隨著研發(fā)投入跨過門檻值，這種影響有明顯提升。異質(zhì)性分析表明，外商直接投資對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的影響在區(qū)域?qū)用嬉约靶袠I(yè)層面存在異質(zhì)性。進一步分析表明，外商直接投資對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口技術(shù)復雜度的提升是長期有效的，且具有空間溢出效應。

本文理論分析和實證研究結(jié)果，對于更好地利用外商直接投資來提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的出口技術(shù)復雜度，具有一定的啟示意義。首先，要持續(xù)吸引外商直接投資進入高技術(shù)產(chǎn)業(yè)。一方面，政府應致力于優(yōu)化OocgPEyayKDhYGbUIJ1Jzw==外商投資環(huán)境，一個穩(wěn)定、透明和可預測的營商環(huán)境能夠提高外商投資的信心和吸引力；另一方面政府應加大政策支持，出臺一系列優(yōu)惠政策，以吸引外商直接投資。其次，加強技術(shù)創(chuàng)新合作。鼓勵外商與本地高技術(shù)企業(yè)開展技術(shù)創(chuàng)新合作，共同研發(fā)新技術(shù)、新產(chǎn)品，通過共同建立技術(shù)創(chuàng)新合作平臺等方式，為各方提供交流和合作的機會。最后，推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。加強東部地區(qū)與中西部地區(qū)的合作與交流，促進資源共享和優(yōu)勢互補。一方面，政府應制定全面的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，促進區(qū)域間的協(xié)調(diào)發(fā)展；另一方面，可以因地制宜通過加強區(qū)域合作、促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和協(xié)同發(fā)展等方法，鼓勵發(fā)達地區(qū)向欠發(fā)達地區(qū)轉(zhuǎn)移產(chǎn)業(yè)。

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（Minzu University of China，Beijing 100081， China）

Abstract：The export technical sophistication of high-tech industries is an important indicator to measure a coun-try's scientific and technological level and innovation capability. Based on panel data at the provincial level in Chi-na from 2002 to 2021， this article explores the impact of foreign direct investment on the export technical sophisti-cation of high-tech industries. Research has found that foreign direct investment can significantly increase exporttechnical sophistication in high-tech industries. Mechanism analysis indicates that foreign direct investment pro-motes the enhancement of the technological complexity of high-tech industry exports by fostering technological in-novation within these industries. When the level of research and development in the whole society surpasses a cer-tain threshold， this improvement effect will be more apparent. Heterogeneity analysis shows that the promoting ef-fect of foreign direct investment on the export technical sophistication of high-tech industries is more pronouncedin economically developed eastern regions and aerospace industries with higher requirements for technology re-search and development. Further researches from both temporal and spatial dimensions indicate that the promotingeffect of foreign direct investment on the export technical sophistication of high-tech industries not only has long-term effects， but also has spatial spillover effects， which can radiate and drive the increase of export technical so-phistication of high-tech industries in neighboring regions. Therefore， during the critical period of China's econom-ic transition， continuously optimizing the foreign investment environment is of great significance for China's eco-nomic development and international competitiveness.

Keywords： foreign direct investment; high-tech industries; the export technical sophistication; mechanism tests;spatial spillover effect