在全球97种商品附加值的标准值基础上，可以计算出所有国家的附加值。如果一个国家出口产品集中在高附加值档次，那么这个国家的附加值水平就会很高。根据国家附加值的计算公式CountrySophistication=∑i（S（i）*Zij∑iZij）（Zij∑iZij表示第j国第i种产品的出口额占该国总出口额的比重），中国2007年国家附加值达到02187，在阿尔巴尼亚（02133）、安提瓜岛和巴布达岛（01672）等国之上，但与日本（03015）、韩国（02921）等发达国家相比，差距仍十分明显。中国的附加值水平从静态上看仍属于低收入国家行列，这与Lall，etal（2005）、齐俊妍（2006）等的研究结论相似。但从动态上看，中国在出口结构上逐步向高附加值档次迈进，中国正处于比较优势的动态转化期。
（第三节）劳动生产率层面的升级影响
外商直接投资对配套产业链升级影响的第三个层面是劳动生产率，体现为配套生产的过程从低劳动生产率向高劳动生产率的演进。劳动生产率不仅可以反映配套产业链升级带来的要素特征的变化，还可以说明产品附加值、贸易结构等的升级过程。因此，劳动生产率层面是前面要素特征层面与价值构成层面的综合表现。
一、中国近年劳动生产率水平的提高
（一）劳动生产率的总体水平
1.单要素生产率水平不断提高
这里对于劳动生产率的分析采用的概念主要是单要素生产率，即单位劳动投入所生产的产出量。数据采集自1978年开始直至2007年，主要来自于历年的《中国统计年鉴》。考虑到国内生产总值是一个价值量指标，其价值的变化受价格变化和物量变化两大因素影响。因此产出量指标运用GDP缩减指数进行调节，最终采用1978年不变价国内生产总值来剔除价格变化的影响，反映物量变化。
改革开放以来，中国经济劳动生产率水平的计算结果，自1978年以来劳动生产率总体水平不断提升，其真正加速发展始于1991年，劳动生产率的增长速度基本保持在10%左右；2007年全国劳动生产率达到717014元/人，几乎是1978年水平值的80倍。
2.比较劳动生产率体现出结构的升级
在评估劳动生产率的总体水平的基础上，接下来继续考察产业的比较劳动生产率水平。比较劳动生产率，即一个部门的产值比重同在此部门就业的劳动力比重的比率。图512反映了1978—2007年中国三次产业比较劳动生产率变化的情况。第一产业（农业部门）的比较劳动生产率逐渐降低，但都小于1，第二、第三产业的比较劳动生产率均大于1，两次产业的比较劳动生产率同样也呈下降趋势，从远高于1的方向逐渐趋于1。但第一产业的比较劳动生产率与第二、第三产业的比较劳动生产率之间的差距缩小得程度不大，其比值增加的幅度较小。
例如第一产业与第二产业比较劳动生产率的比值1978年是0144，到2007年才增加到0152，中间经历了几次波动，但最高也才仅有0233。由此可见，中国的劳动生产率及比较劳动生产率水平基本上符合经济发展的一般规律，而且产业结构的优化整合也推动了劳动生产率水平的提升，只不过仍处于初级水平，产业结构的“二元性”十分明显。
二、外商直接投资对劳动生产率影响的实证检验
由第四章劳动生产率层面外商直接投资对产业链升级产生影响的理论分析可以得到（417）式的计量方程，lnYit=lnB0+at+α1Lit+α2Kit+α3Rit+α4Fit+α5Cit+uit。在这里，进一步采集本土产业链的相关数据进行实证检验。
（一）变量与数据
与前面的分析一样，研究对象定义为工业国有控股企业，不过在选择行业时，剔除掉石油和天然气开采业、黑色金属矿采选业、木材及竹材采运业等数据为0或没有的六个行业，实际研究对象共包括33个行业。样本研究年限从1999年到2007年，总样本数为297个。各个行业的投资数据来自历年的《中国统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》。在（417）式所涉及的各个变量具体解释如下：
Y：内资企业总产出，采用制造业国有及国有控股工业企业的产品销售收入（当年价）来表示。
L：内资企业劳动力，采用全部从业人员年平均人数来衡量。
K：内资企业资本存量，采用固定资产净值表示。
R：内资企业研发投入，采用企业科技活动人员/科技经费支出比来衡量。
F：外资企业溢出效应，采用行业内外商直接投资额占固定资产净值的比重来表示。
C：外资企业竞争效应，采用行业中外资企业销售收入占全行业销售收入比重来衡量。
（二）数据统计分析
1.数据集的合并首先将1999—2007年的数据合并成数据集，利用SAS80提供的ASSIST模块，在四种数据集合并形式中选择“Concatenate”纵向连接的形式。其次，对新形成的面板数据排序，用“SORT”命令按照33个行业顺序排列，行业内按照年份顺序排列。
2.假定斜率和截距项均相同，估计PooledOLS运行“Procreg”系列的命令，输出的结果（见表512）中Dw值仅有061，充分表明存在自相关问题，上述假定不能成立。
一般假定面板模型是符合固定效应回归模型的相关假设，认为随机扰动项μit与自变量相互不独立。判断随机效应回归是否优于固定效应回归需要通过严格的Hausman检验来最终确定，如果Hausman检验结果表明接受μit与自变量正交的零假设，即接受随机效应回归的方法。在SAS中调用Tscsreg程序分别进行一维和二维（“Ranone”和“Rantwo”）的随机效应检验，得到Hausman检验结果见表513。
表513Hausman检验HausmanTestforRandomEffects（Ranone）DFMValuePr>mR‐Square4‐‐08227HausmanTestforRandomEffects（Rantwo）DFMValuePr>mR‐Square51819000270859通过Hausman检验，一维随机检验没有意义，二维随机的M值为1819，远远大于显著性水平为05%下的相应临界值，同时R‐square相关系数的值也较低，即随机效应模型下的变量的参数估计值不是一致的，因此可以在显著性水平为5%的情况下拒绝原假设，选择固定效应模型。
4.固定效应模型
在以上分析的基础上，采用SAS系统中的“Tscsreg”程序分别从一维和二维两个层面进行固定效应模型的建立。首先，一维层面限定在固定行业数上面，固定年份的效应模型检验不通过。在经过“idnyear”的运算下，一维层面通过了F检验，相关系数也高达09982，但33个行业的截面参数T值检验仅有3个通过两种方法均通过F值检验。其次，进行二维层面的模型检验，F值为3456，通过F值检验，相关系数达到09746，同时33个行业的截面参数T值全部通过检验。所以选取二维固定效应模型是最优的。
（三）计量结果分析
二维固定效应模型回归结果显示（见表514），影响本土企业产出增长的主要因素是企业自身的劳动力与资本投入，劳动生产率水平的提升是综合作用下的结果，这里面包括企业自主的研发投入和外商直接投资的技术溢出。在技术溢出方面，主要表现为引进外资要求的先进机器设备，高智力人才的引进与培养，同一产业链中的外资企业的示范作用等，而不是竞争效应。表现在回归结果上，代表技术溢出效应的变量参数估计值为正值，而代表竞争效应的变量C的参数估计值为负数。可能的解释是在同一行业中，本土企业与外资企业的竞争势单力薄，在两者技术差距较大的情况下，与外资企业的竞争无疑是以卵击石。
表514二维固定效应模型回归结果解释变量固定效应t值常数项01992060lnL018562.45lnK0742611.37lnR01889408lnF004131.51lnC‐01071‐2.74R209746通过模型的分析，肯定了外商直接投资对本土企业产生的积极的技术溢出作用。在配套产业链上，外资企业作为发包企业，对受包企业的影响是广泛而深远的。以江苏昆山市某一电子配套企业为例，主要与日本、欧美企业做配套，生产设备全部从日本进口，投资占据初始资本的50%；生产工艺方面，日本发包企业提供图纸、技术指导，具体生产过程中的模具主要是自主研发。对于企业技术、工艺方面的指导，发包企业都是无偿的。在提升企业劳动生产率方面，发包企业与企业自身共同投入，具体体现在设备更新速度较快，与发包企业的配套能力不断提升，从产品生产到质量检验全部与发包企业一致。
三、配套产业链升级与劳动生产率水平提升
外商直接投资作为国际间要素转移的主要载体，随着其在中国的不断扩张，不但弥补了中国经济发展的资金缺口，而且为本土企业提供了国外先进技术的途径，直接或间接地影响着中国劳动生产率的变动。配套企业在外商直接投资的庇护下，成为直接、最有效的受益者。
（一）外商直接投资对中国劳动生产率的影响途径
1.外商直接投资对中国劳动生产率的直接作用
（1）外商直接投资不断促进资本的形成。外商直接投资已经成为中国固定资产投资的一个重要来源渠道。1983年，外商直接投资仅占固定资产总投资的465%，1996年已经增加到11.76%。自1998年以来，外商直接投资的资金来源比例不断缩减，自筹资金的份额不断提升。到2007年，外资的固定资产来源只占到340%，而自筹资金的份额已经超过60%，这一发展趋势与劳动生产率几乎完全一样，外资在国有经济迅速发展的前夕扮演了“嫁衣”的重要角色。
（2）
外商直接投资的流入促进资本的不断深化。资本深化是工业化过程中的一般趋势，能够对制造业产业素质和经济绩效产生正的贡献率伦蕊制造业资本深化进程中的竞争力提升问题研究——以广东为例［M］北京：经济科学出版社，2007：5。FDI的流入，通常会引致母国企业的追回或辅助投资，资本投入不断深化，人均资本率提高，进而提高劳动生产率水平。从中国利用外商直接投资的实际情况来看，无论是全部工业企业，还是不同类别的企业，资本深化程度都有不同程度的提高。国有工业企业的资本深化程度最深，1998年人均固定资产净值为85万元，到2007年已经增加至3682万元；外资企业在2000年之前是全国资本深化程度最高的企业类别，2000年首先是国有企业的资本深化程度超过了外资企业，其次是2003年全部工业企业的资本深化程度超越了外资企业。源源不断的外商投资资本通过直接地投资或间接的配套投资，促进了中国高质量资产的形成，提升了国内本土企业的资本劳动比率，从而带动了劳动生产率水平的整体进步。
2.外商直接投资对中国劳动生产率的间接作用
为了构建FDI和中国劳动生产率变动的关系模型，首先引入所涉及的变量：劳动生产率（LP），外商直接投资程度（FDI）和资本深化率（人均资本，LK）。其次，在中国由于外商直接投资大部分集中在第二、第三产业，所以各指标的选取以工业为样本范围，并选取大中型工业企业工业企业划分新标准是以从业人员数、销售收入和资产总额三项指标作为划分依据的。从业人员数超过300人、销售收入超过3000万元和资产总计超过4000万元为大中型企业。为研究对象，样本区间设定在2001—2007年。在按行业分类时由于黑色金属矿采选业、烟草制造业等六个行业的数据不齐全，故将这六个行业剔除，所有纳入研究范围的工业行业共33个。数据采集来源于《中国工业经济统计年鉴》，其中外商直接投资程度用港澳台资本与外商资本和与所有者权益的比例来表示。
（1）变量的单位根检验。外商直接投资与工业劳动生产率之间的关系研究基于协整理论展开，而序列的平稳性是检验变量之间因果关系的首要前提，单位根检验就是检验变量之间是否具有稳定关系的一个必要过程。首先，将变量取自然对数，自然对数变换不改变原来的协整关系，并能使趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差。其次，选择ADF检验方法进行单位根检验。检验结果表明，原序列均为非平稳序列，但其一阶差分序列均为平稳序列。
（2）变量间协整检验。经ADF检验，三个变量的一阶差分变量之间可能存在协整。选择应用最为广泛的自回归分布滞后模型进行检验。第一步先以动态分布滞后模型为基础来估计变量之间的长期关系：
lnlpt=α1lnlpt—1+α2lnlkt+α3lnlkt—1+α4lnfdit+α5lnfdit—1+c+ecmt（58）用OLS方法估计（58）式，结果如下：lnlpt=—1.0354lnlpt—1+2.0962lnlkt+36027lnfdit+133998nfdit—1—42.9944R2=095452=07726DW=2.2823（59）第二步则由方程（58）可以得到三个变量之间的长期均衡关系：lnlpt=β1lnlkt+β2lnfdit+C（510）其中，β1=α2+α31—α1，β2=α4+α51—α1，C=c1—α1，经简单代入计算可得：lnlpt=1.0299lnlkt+83534lnfdit—21.1233（511）进而可以计算出残差序列：ecmt=lnlpt—（1.0299lnlkt+83534lnfdit—21.1233）（512）
（3）变量之间的因果关系检验。协整检验结果表明，三个变量之间存在着长期均衡的稳定关系，但是它们是否构成因果关系还需要通过格兰杰因果检验加以证明。在滞后1阶时，FDI既是劳动生产率的Granger原因，而且同时也是资本深化的Granger原因，当然资本深化也是劳动生产率的Granger原因。
