劉思文 史雯雯 聶 蕊 李 翔

新疆財經(jīng)大學

0 引言

高端制造業(yè)的水平代表了一個國家的綜合國力與核心競爭力，無論是在2015 年5月國務院印發(fā)的專門針對我國制造業(yè)的戰(zhàn)略性文件《中國制造2025》中，還是在被寫入2021 年3 月11 日發(fā)布的“十四五”規(guī)劃的“深入實施制造強國戰(zhàn)略”這一遠景目標中，制造業(yè)均彰顯出了其在一國經(jīng)濟中的戰(zhàn)略地位。在2020 年全球經(jīng)濟遭受疫情沖擊的環(huán)境下，我國制造企業(yè)面對著日趨龐雜的全球供應鏈、要求愈發(fā)苛刻的國內(nèi)外客戶、接連不斷的貿(mào)易摩擦以及隨時跌宕的國際市場，諸多難題令其疲于應付。值此腹背受敵之際，夯實工業(yè)基礎、壯大國家高端實體制造業(yè)乃解決我國經(jīng)濟眼下困境的當務之急。如何在第四次工業(yè)革命的浪潮中充分將現(xiàn)代化、高質(zhì)量化與制造業(yè)緊密結合，打通全產(chǎn)業(yè)鏈，提高從研發(fā)到產(chǎn)出各層面的科技水平，從而促進我國制造業(yè)的整體效率提升，是我國經(jīng)濟亟待解決的現(xiàn)實問題。

除了科技推動、創(chuàng)新投入、數(shù)字化轉(zhuǎn)型等直接從內(nèi)部提升制造業(yè)效率的舉措外［1］，在新發(fā)展格局下，穩(wěn)固國內(nèi)經(jīng)濟自立自強能力的同時，合理利用外部交流機會間接促成我國制造業(yè)的發(fā)展也不失為一條可走之路［2］。對外直接投資（以下簡稱“OFDI”）作為國際投資交流的一種手段，是促進生產(chǎn)要素高效自由流動的重要措施之一，也是影響制造業(yè)生產(chǎn)效率的一種方式。近年來，隨著我國高水平對外開放新格局的逐步形成，各類高質(zhì)量“走出去”項目也在大力推進，中國企業(yè)的對外投資金額已在2014 年趕超國外資本對我國企業(yè)的投資（見圖1），OFDI 成為我國主要的國際間資本轉(zhuǎn)移方式。且從圖2可以看出，這些年我國OFDI流量全球位次總體呈上升趨勢，更是在2020 年一躍成為全球排名第一的國家。

圖1 2010-2020年中國對外直接投資金額與外商直接投資金額對比情況

圖2 2010-2020年中國對外直接投資流量在全球的位次

OFDI能對母國產(chǎn)業(yè)的各方面帶來怎樣的影響，是學術界亙久不衰的議題。區(qū)別于發(fā)達國家向外輸送過?；蛱蕴a(chǎn)業(yè)的OFDI動機［3］，作為世界上最大的發(fā)展中國家，我國的OFDI動機偏向戰(zhàn)略資產(chǎn)及技術尋求［4］，那么OFDI對我國產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生的影響或許也與發(fā)達國家不同。根據(jù)已有研究，伴隨知識尋求類型OFDI而來的國際間技術互動、技術傳遞和技術擴散以及各地域高級專業(yè)資源向母國的轉(zhuǎn)移等一系列活動，會對母國產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生正向影響［5］。那么OFDI，這種擁有逆向技術溢出效應的國際投資活動，或許可作為提升制造業(yè)生產(chǎn)效率的工具之一。

本文旨在通過考察我國OFDI 對制造業(yè)影響的傳導機制來確定OFDI 對國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率的作用。其次根據(jù)相關研究，OFDI 可以通過技術進步推動國內(nèi)整體產(chǎn)業(yè)結構升級［6］，整體產(chǎn)業(yè)趨好的大勢又能給制造業(yè)創(chuàng)造蓬勃發(fā)展的環(huán)境，因此本文又一目的是探究產(chǎn)業(yè)結構升級能否作為中介機制對我國OFDI 與制造業(yè)生產(chǎn)效率之間的關系產(chǎn)生傳導影響。

在本文中，還將評估我國東西部不同區(qū)域OFDI 對本地區(qū)制造業(yè)生產(chǎn)效率的影響效果異質(zhì)性以及評估在“一帶一路”倡議下OFDI 對政策劃定區(qū)與非劃定區(qū)制造業(yè)生產(chǎn)效率的影響效果異質(zhì)性。

鑒于此，通過構建2010-2020 年省級面板數(shù)據(jù)集，本文實證研究了中國OFDI 與中國制造業(yè)生產(chǎn)效率之間的關系以及產(chǎn)業(yè)結構升級在其中的間接作用?？紤]到區(qū)域間差異以及“一帶一路”倡議影響的重要性，本文采用計量經(jīng)濟學方法對省級面板數(shù)據(jù)進行分組分析，驗證不同組間的OFDI 對本地區(qū)制造業(yè)生產(chǎn)效率作用效果區(qū)別。

本文后續(xù)研究思路如下：第二部分簡要梳理領域內(nèi)文獻；第三部分進行機理分析說明OFDI 如何影響本國的制造業(yè)生產(chǎn)效率，在此基礎上進一步分析產(chǎn)業(yè)結構升級在其中的中介效應和不同區(qū)域間的異質(zhì)性；具體指標和回歸模型的構建緣由將在第四部分進行詳細解釋；第五部分對模型進行回歸并對回歸的結果進行解釋；第六部分則基于前五部分分析得出結論并給出相應的政策建議。

1 文獻綜述

關于OFDI 對母國經(jīng)濟的影響，前期研究視角多集中于發(fā)達國家［7］，觀點主要分為兩派。一派研究認為OFDI 對國內(nèi)經(jīng)濟在中觀層面和宏觀層面都能產(chǎn)生正向促進的影響［8］，“產(chǎn)能轉(zhuǎn)移”調(diào)整母國產(chǎn)業(yè)結構，“技術進步”助力母國產(chǎn)業(yè)技術革新［9］，且在對工人的技能水平影響上，雖然對母國低技能產(chǎn)業(yè)的工人和高技能產(chǎn)業(yè)的工人作用效果存在差異［10］，但總體都是促進作用［11］。另一派相左的研究認為，發(fā)達國家的OFDI 目的主要在于輸出過剩產(chǎn)能，利用發(fā)展中國家較便宜的生產(chǎn)要素，這類投資模式容易造成母國產(chǎn)業(yè)鏈缺失，大量OFDI 會使國內(nèi)產(chǎn)業(yè)鏈向外轉(zhuǎn)移導致國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構“空心化”，如果過度依賴國外進口，產(chǎn)業(yè)衰敗和貿(mào)易收支逆差等問題將迫在眉睫［12］，物質(zhì)生產(chǎn)部門的銳減會引致一大批以此謀生的工人失去就業(yè)機會。然而，發(fā)展中國家的OFDI 動機與發(fā)達國家不盡相同［13］，其目標主要是戰(zhàn)略資源的獲?。?4］。就發(fā)展中國家來說，對發(fā)達國家的技術、工藝等各方面的模仿不失為其更加快速地發(fā)展自身產(chǎn)業(yè)的一條捷徑［15］。在這種機制下，發(fā)展中國家在日益增多的對外投資活動中，學習和轉(zhuǎn)化發(fā)達國家的先進技術和科技成果，其中的逆向技術溢出效應對母國的產(chǎn)業(yè)普遍帶來積極影響［16］。

單從制造業(yè)層面上看，我國對發(fā)達國家的知識尋求型OFDI，有助于我國制造業(yè)消化、吸收先進技術并逐漸累積自身能力［17］，同時在技術互動、技術傳遞和技術擴散活動中，我國制造業(yè)的結構也在逐漸發(fā)生變革［18］。站在產(chǎn)業(yè)總體層面上，在OFDI 激勵制度逐步完善的情況下，走出去的企業(yè)有一定技術進步反哺效應［19］，能對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)總體的升級起到一定推進作用［20］。除了對發(fā)達國家的逆向型投資，對發(fā)展中國家的OFDI，可以轉(zhuǎn)移我國過剩的產(chǎn)能，調(diào)整我國的產(chǎn)業(yè)結構，為制造業(yè)自身的轉(zhuǎn)化與提升提供充沛的生產(chǎn)要素和環(huán)境［21］。雖然大部分研究都顯示出積極的效應，但不能忽略其中的不同聲音，近來有學者的研究結果指出，OFDI 的逆向技術溢出對我國產(chǎn)業(yè)科技層面的高技能需求型技術進步產(chǎn)生抑制效果［22］。國際經(jīng)濟政策的不確定性沖擊也影響OFDI 對中國制造業(yè)發(fā)展所起的作用，這些政策波動抑制著國內(nèi)制造業(yè)向高水平攀登［23］。且必須一提的是，我國這些年在國際投資中雖瞄準發(fā)達國家，一流核心技術卻依舊很難通過國際市場交易輕易獲得，技術差距無法通過此路徑追趕超越［24］。因此，在考慮各方面情況下，繼續(xù)研究OFDI 是否有助于我國制造業(yè)生產(chǎn)效率的提升，就顯得十分重要。

作為轉(zhuǎn)型中的最大發(fā)展中國家，我國的對外投資動機及其帶來的影響龐雜多變。已有文獻對于OFDI 對母國產(chǎn)業(yè)的效應做了大量充分研究，但在相關領域研究中缺少OFDI 對某一具體產(chǎn)業(yè)效率方面的作用效果探索。本文的邊際貢獻在于，選擇制造業(yè)為研究對象，選取勞動生產(chǎn)率、綜合技術效率、貢獻價值以及總資產(chǎn)利潤率四個方面測算其生產(chǎn)效率，實證檢驗了OFDI 對其生產(chǎn)效率的影響效應，探究二者之間的關聯(lián)性。

2 理論機制分析

2.1 OFDI對本國制造業(yè)生產(chǎn)效率的影響機制

2.1.1 模型機制

本文受到Desai 等(2009)及Amiti 和Wei(2009)所建立模型的啟發(fā)［25］，同時借鑒了李磊等（2016）的研究［26］，在此基礎上進一步分析OFDI 對國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率的影響機制。假設一個參與對外投資項目的跨國制造業(yè)企業(yè)，其生產(chǎn)函數(shù)為Q(k,k＊)，其中k為國內(nèi)的生產(chǎn)要素投入，k＊為國外的生產(chǎn)要素投入，本文已知產(chǎn)出由投入決定，且生產(chǎn)函數(shù)是一個凹函數(shù)（即）。此時該制造業(yè)企業(yè)既面臨國內(nèi)投入成本也面臨國外投入成本，每單位k的成本是c,每單位k＊的成本是c＊。企業(yè)的收入由函數(shù)R(Q,D＊)給出（根據(jù)通常情況下的需求函數(shù)的特性可知，且），D＊表示國外對該跨國制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)出的需求，R函數(shù)表示在產(chǎn)出水平Q給定的情況下，國外需求D＊對企業(yè)收入的影響。

企業(yè)利潤的函數(shù)表示為R(Q,D＊)-(ck+c＊k＊),由此推導出的跨國制造業(yè)企業(yè)利潤最大化的一階條件為：

在這種設定下，dk 表示引起國內(nèi)投入的變化，dk＊表示引起國外投入的變化，國外c＊的變化通過影響k＊來影響國內(nèi)的要素投資活動，進而影響此時，跨國制造業(yè)企業(yè)利潤最大化的條件為：

由于dc=0，則方程（3）可變形為：

制造業(yè)總體水平的提升與生產(chǎn)效率提高有關，實際投入成本的下降是生產(chǎn)效率提高的重要影響因素，從等式（2）中可以看出，c、c＊和k、k＊的變動方向相反，降低的投入成本與較高水平的要素投資相關，因此，國外要素投資的增加通過影響國內(nèi)要素再進一步影響要素投資成本，使得制造業(yè)生產(chǎn)效率在一定程度上有所提升。

該模型表示，OFDI 對國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率的影響可以通過兩種渠道傳導：影響國內(nèi)要素投資從而影響國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率；增加國外需求引致國內(nèi)要素投資增加從而影響國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率。而在我國戰(zhàn)略資產(chǎn)尋求型的OFDI 下，內(nèi)外投資多為互補性質(zhì)，OFDI 可對國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率起到促進作用。

2.1.2 OFDI 對母國制造業(yè)生產(chǎn)效率的推動作用和拉動作用

兩個經(jīng)典的國際貿(mào)易理論——產(chǎn)品生命周期理論和邊際產(chǎn)業(yè)擴張理論——關于投資國發(fā)生OFDI時輸出的是比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)還是比較劣勢產(chǎn)業(yè)方面存在對立的觀點，但其具有統(tǒng)一性——OFDI可在一定程度上調(diào)整母國產(chǎn)業(yè)結構。依托于我國“走出去”的對外交流政策，類似于發(fā)達國家向發(fā)展中國家轉(zhuǎn)移成熟產(chǎn)業(yè)的OFDI 機制，我國對其他發(fā)展中國家的OFDI 正好可為我國制造業(yè)的過剩產(chǎn)能提供一條出路［27］，進而閑置下來的生產(chǎn)要素則可用來深入探索更為先進的生產(chǎn)技術、提高制造業(yè)的資本技術密集程度，從供給側(cè)推動我國制造業(yè)在與東道國優(yōu)勢互補的過程中釋放轉(zhuǎn)型潛力、提高生產(chǎn)效率［28］。

伴隨OFDI 活動的逆向技術溢出效應，是一種正向的經(jīng)濟外部性。從東道國擴散來的競爭優(yōu)勢，影響母國科學技術的革新，能從外部拉動母國本土制造業(yè)向高水平發(fā)展，生產(chǎn)效率得以提升［29］。

由以上分析得出本文的第一個假設：

假設1：OFDI 對中國制造業(yè)生產(chǎn)效率有正向的影響。

2.2 產(chǎn)業(yè)結構升級的傳導機制

OFDI 對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構的作用，從產(chǎn)業(yè)高級化上來看，部分取決于其逆向溢出的技術本身能否被母國充分攫取且推陳出新［30］，部分取決于其帶來的知識和人力資源的地域及產(chǎn)業(yè)間的充分擴散［31］。從產(chǎn)業(yè)合理程度上來看，先進技術的轉(zhuǎn)移提高了母國的資源利用效率、帶來了技術進步，一批落后夕陽產(chǎn)業(yè)就此淘汰，短期乍看之下，國內(nèi)勞動力會因此流失，而新興產(chǎn)業(yè)又暫未形成強有力的自主發(fā)展能力，此時的OFDI 可能會造成國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構不夠合理、發(fā)展不平衡。但從長期來看，會有產(chǎn)業(yè)部門在變革中努力壯大，資源集約型的工業(yè)行業(yè)開始具有高技術含量和高附加價值，經(jīng)濟整體逐步走上創(chuàng)新驅(qū)動、內(nèi)生增長的軌道。大量順勢而來的基礎設施投資和優(yōu)化的供應商網(wǎng)絡，都在影響著國內(nèi)經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)環(huán)境，經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)環(huán)境整體的好壞制約著制造業(yè)的發(fā)展。此外，由于產(chǎn)業(yè)價值鏈的存在，制造業(yè)某一部門的技術進步可以通過相鄰部門之間的網(wǎng)絡效應發(fā)生外溢，加大制造業(yè)整體向先進制造邁步的力度。綜上所述，OFDI 不僅直接影響母國的產(chǎn)業(yè)結構，而且還可通過產(chǎn)業(yè)大環(huán)境發(fā)展變革對制造業(yè)生產(chǎn)效率帶來進一步影響。

假設2.1：OFDI 企業(yè)通過對東道國逆向外溢到其內(nèi)部的各種生產(chǎn)要素進行借鑒與創(chuàng)新，有助于國內(nèi)產(chǎn)業(yè)整體水平的提升，進一步促進制造業(yè)生產(chǎn)效率提高。

假設2.2：OFDI 造成本國產(chǎn)業(yè)空心化，從而導致國內(nèi)制造業(yè)衰敗，生產(chǎn)效率降低。

2.3 政策和地區(qū)差異分析

充分考慮我國東西部地區(qū)的社會生產(chǎn)力發(fā)展階段，能發(fā)現(xiàn)兩個地域在要素稟賦、基礎設施建設、資源及要素投入的利用效率和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平等方面存在較大差異，在此基礎上，OFDI 對區(qū)域間制造業(yè)生產(chǎn)效率的影響可能存在異質(zhì)性。2013年，習近平總書記提出的“一帶一路”倡議是充分忖度目前國際經(jīng)濟形勢后的產(chǎn)物，隨后的相關文件詳細圈定了該倡議的涵蓋范圍。處于政策支持下的OFDI 為我國各行各業(yè)鋪平了國際間技術轉(zhuǎn)移、擴散和吸收的高速公路，也必定會對倡議涵蓋省份與未涵蓋省份的制造業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生差異性影響。

假設3.1：OFDI 對東部地區(qū)的制造業(yè)生產(chǎn)效率具有更加積極的作用。

假設3.2：OFDI 對“一帶一路”政策涵蓋的地區(qū)的制造業(yè)生產(chǎn)效率具有更加積極的作用。

3 計量模型構建與數(shù)據(jù)說明

3.1 計量模型

本文參考借鑒Hine and Wright(1998)和Simpson(2012)等學者關于OFDI 與國內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)展關系的實證研究思路［32］，通過考慮產(chǎn)業(yè)結構這一中介變量以及對外開放、科技進步、政策環(huán)境以及外資豐裕度這些控制變量的作用，研究了OFDI 對國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率的影響，構建如下基本模型：

其中，LNMANUit是MANUit取自然對數(shù)的結果，作為因變量，其表征了在t年i省的制造業(yè)生產(chǎn)效率情況。LNOFDIit是OFDIit指標取自然對數(shù)的結果，作為自變量，其表征了在t年i省存量OFDI 情況。Citτ表示控制變量，YEARit為年份固定效應，εit表示隨機誤差項。

本文采用Baron 和Kenny（1986）提出的逐步回歸方法來檢驗假設2中假定的產(chǎn)業(yè)升級的中介效應［33］，模型設定步驟如下：第一步，用OFDI 解釋產(chǎn)業(yè)結構升級，回歸探究OFDI 對產(chǎn)業(yè)結構升級的效應；第二步，用產(chǎn)業(yè)結構升級解釋制造業(yè)生產(chǎn)效率，回歸探究產(chǎn)業(yè)結構升級對制造業(yè)生產(chǎn)效率的傳導作用。

如果γ1和δ1系數(shù)顯著，且γ1δ1和δ1的符號方向相同，則表明產(chǎn)業(yè)升級的中介作用得到證實。如果γ1δ1和δ1的符號相反，則表明結構升級對OFDI 和制造業(yè)生產(chǎn)效率兩者之間的關系有抑制作用。

此外，為了檢驗產(chǎn)業(yè)升級的中介效應在影響OFDI 和制造業(yè)生產(chǎn)效率的關系時是完全中介的還是部分中介，即檢驗在加上產(chǎn)業(yè)升級后OFDI 與制造業(yè)生產(chǎn)效率之間的關系是否仍然顯著，為此，本文構建了以下模型：

其中，若δ1顯著，γ1和σ2都顯著，且σ1不顯著，則表明產(chǎn)業(yè)結構升級在影響OFDI 和制造業(yè)生產(chǎn)效率的關系時具有完全的中介效應。若δ1、γ1、σ2以及σ1都顯著，則產(chǎn)業(yè)升級的中介效果顯著但為部分中介，OFDI可直接影響制造業(yè)生產(chǎn)效率。

3.2 變量設定

3.2.1 被解釋變量

制造業(yè)生產(chǎn)效率（MANU）。本文參考劉奕等（2017）［34］的測度方法，將制造業(yè)效率測度分為四個層面，分別是勞動生產(chǎn)率、綜合技術效率、貢獻價值以及總資產(chǎn)利潤率。勞動生產(chǎn)率用各省份各年制造業(yè)總產(chǎn)值除以從業(yè)人數(shù)來度量。制造業(yè)綜合技術效率的測算由DEA 方法的CCR 模型計算得出，在計算該指標時，選取制造業(yè)年總產(chǎn)值衡量產(chǎn)出，選取制造業(yè)資產(chǎn)總額作為資本投入，勞動投入指標選取制造業(yè)年均從業(yè)人數(shù)。貢獻價值代表企業(yè)的盈利能力，表征了企業(yè)在價值鏈上的位置，通常盈利能力越強的企業(yè)貢獻價值越高，同樣借鑒于劉奕等（2017）的方法，貢獻價值的測度將制造業(yè)的利稅總額作為指標。使用總資產(chǎn)利潤率表征制造企業(yè)的附加值創(chuàng)造能力，該指標由利潤總額除以資產(chǎn)總額得出。最終用熵權法給此四指標賦值，得出制造業(yè)生產(chǎn)效率的綜合測度指標。

3.2.2 解釋變量

1）OFDI存量（OFDI）

本文從2010-2020 年的《中國OFDI 統(tǒng)計公報》中選取了各省份非金融類OFDI 存量指標，并乘以每年的官方年均匯率將OFDI 的美元價值（萬美元）折合成人民幣（億元），隨后用換算后的OFDI 存量除以各省每年的GDP 總量（億元），用以解決絕對值較大的問題，得到的指標值處于0到1之間。

2）產(chǎn)業(yè)結構升級（INDUS）

本文借鑒干春暉等（2011）與劉志華等（2022）的研究方法，在其基礎上從三個方面測度該指標［35］。使用泰爾指數(shù)來衡量產(chǎn)業(yè)結構的合理化程度，其中Y 代表各省份三個產(chǎn)業(yè)部門的總產(chǎn)出（億元），L 代表各省份三個產(chǎn)業(yè)部門的總就業(yè)人數(shù)（萬人），Yi和Li分別代表各省各年第i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出值（億元）和就業(yè)人數(shù)（萬人）。產(chǎn)業(yè)結構復雜化程度使用各省各年第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出值（億元）之比來衡量，ISS=Y3/Y2。產(chǎn)業(yè)結構高效化則使用第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的人均產(chǎn)值（億元/萬人）來衡量，最后用熵值法分別給這四個數(shù)值賦權，得出產(chǎn)業(yè)結構升級的測度指標。數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》、各省份統(tǒng)計年鑒，缺失數(shù)據(jù)由插值法補齊。

3.2.3 控制變量

1）政府干預度（GOI）

各省政府可以通過轉(zhuǎn)移支付、直接投資等方式影響當?shù)刂圃鞓I(yè)的發(fā)展，引導資源向有需要的產(chǎn)業(yè)配置，政策環(huán)境的好壞影響著制造業(yè)的各方面投入力度。參考劉奕等（2017）的方法，本文使用財政支出除以GDP 來衡量政府干預度。數(shù)據(jù)來自國研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

2）對外開放（OPEN）

對外開放帶來的技術變革和國際分工發(fā)展驅(qū)動對外投資增長并進一步帶動經(jīng)濟繁榮，對外貿(mào)易是經(jīng)濟增長的引擎［36］。近年來的“一帶一路”倡議、“走出去”戰(zhàn)略改變了我國的對外開放格局，為我國跨國企業(yè)的國際市場開拓創(chuàng)造了良好的政策環(huán)境。本文采用各個省份2010-2020 年經(jīng)過實際匯率換算的進出口額（億元）占GDP（億元）的比重表征每個省的對外開放程度［37］。數(shù)據(jù)來自國研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

3）科技創(chuàng)新（TECH）

一國科技水平的高低決定了其制造業(yè)在全球的競爭力，目前我國制造業(yè)的高端技術方面與發(fā)達國家相比還是存在較大差距。較高的科技水平以及優(yōu)越的創(chuàng)新條件給制造業(yè)發(fā)展提供了良好環(huán)境。本文從各省各年規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D 經(jīng)費對財政支出的占比、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D 項目數(shù)對新產(chǎn)品項目數(shù)的占比、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D 人員對從業(yè)人員的占比這三個方面來測度科技水平，再采取熵值法對此三個指標分別賦權，最終得出科技創(chuàng)新的衡量指標。數(shù)據(jù)來自國研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。4）外資豐裕度（FCA）

我國加入WTO 以來，以高水平開放姿態(tài)大力引進外資。外資的引進不僅促進合資企業(yè)的創(chuàng)新行為，同樣刺激內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新數(shù)量［38］。外資豐裕度間接代表隨投資而來的國外先進技術，對國內(nèi)制造業(yè)的變革具有重要意義。本文采用經(jīng)過年平均匯率換算的實際使用外資額（億元）占GDP（億元）的比重來衡量該指標。數(shù)據(jù)來自各省份統(tǒng)計年鑒及各省份經(jīng)濟普查報告（見表1）。

3.3 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文采用了我國除西藏（缺失數(shù)據(jù)過多）外的30 個省份2010-2020 年的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)來計算各變量指標，并對所有變量數(shù)據(jù)在1%至99%分位數(shù)上進行縮尾處理，以解決異常值的問題。

表2為變量的描述統(tǒng)計，從較小的標準差值可以看出所有變量變化穩(wěn)定具有可比性。

表2 變量的描述統(tǒng)計

3.4 相關性分析

根據(jù)表3 可知，變量間的相關系數(shù)都小于0.8，因此，可以初步證明變量之間沒有線性相關關系。

表3 變量間相關系數(shù)

在表4 中，為避免存在多重共線性導致單個變量的貢獻不準確，本文計算了各變量的方差膨脹因子（VIF）的值，其中最大值為2.26，遠小于10，故可以排除變量間的多重共線性。

表4 變量的方差膨脹因子（VIF）

4 實證結果及分析

本文選取面板固定效應模型，同時采用聚類穩(wěn)健標準誤進行回歸以確保實證結果的準確性。由于本文使用變量的對數(shù)值來估計變量之間的影響，因此在回歸模型中解釋變量對數(shù)值前面的系數(shù)反映了被解釋變量相對于解釋變量的彈性。

4.1 基本回歸分析

表5中模型(1) -(2)顯示了式(5)制造業(yè)生產(chǎn)效率與OFDI 之間的關系，是包含和不包含控制變量兩種情況下的回歸估計的結果。

表5 OFDI對制造業(yè)生產(chǎn)效率的固定效應回歸模型

可以看出，OFDI 對國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率的促進作用是較為顯著的，lnOFDI 的回歸系數(shù)在模型（1）中為0.115，在模型（2）中為0.167，且都在0.01 的水平上顯著，說明OFDI 有助于國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率的提高?；诖?，假設1 得證。這表明OFDI 可以通過影響國內(nèi)要素投資、推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型以及拉動技術革新，從而正向影響國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)率。

對于控制變量回歸結果的簡單解釋：

1）政府干預度

財政支出對國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率在0.01 的顯著性水平上具有負向效應。一種可能是，隨著經(jīng)濟結構的不斷優(yōu)化，政策環(huán)境制約了政策的實施效果。

2）對外貿(mào)易

對外開放對國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率在0.05 的顯著性水平上具有負向效應。說明樣本期間，對外開放紅利可能已經(jīng)耗盡，開放型經(jīng)濟降低了國內(nèi)企業(yè)的研發(fā)活動水平［39］。

3）科技創(chuàng)新

在樣本期間，科技創(chuàng)新對國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率的作用不顯著，但總體呈正向影響，可能目前我國企業(yè)在科技方面正囿于解決低質(zhì)低效的“雙低困境”［40］。

4）外資豐裕度

樣本期間，對外資的實際利用對制造業(yè)生產(chǎn)效率有著促進作用，盡管這種促進不顯著?？赡苁窃谖覈?jīng)濟由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量增長的這一階段，外商直接投資的溢出效應作用受到了制約。

4.2 產(chǎn)業(yè)升級的中介效應識別

由上文的機制分析可知，OFDI 可以通過產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型的中介路徑對國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率起到作用。為了檢驗產(chǎn)業(yè)升級的這種間接效應，本文首先基于式(6)做回歸，檢驗了OFDI 對產(chǎn)業(yè)升級的影響以及這種影響是否顯著，其次根據(jù)式(7)，檢驗產(chǎn)業(yè)升級本身對制造業(yè)生產(chǎn)效率的影響，以及這種影響是否顯著，最后本文根據(jù)式(8)檢驗了產(chǎn)業(yè)結構升級的間接效應是完全中介還是部分中介。表6分別列示了式(6)、式(7)、式(8)的回歸結果。

表6 產(chǎn)業(yè)升級的中介效應

模型4表明，OFDI對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構升級具有顯著的促進效果，模型6表明，產(chǎn)業(yè)結構升級對制造業(yè)生產(chǎn)效率的正向影響同樣也是較為顯著的，產(chǎn)業(yè)結構升級對制造業(yè)生產(chǎn)效率的彈性系數(shù)為正的0.214。即，證實了假設2.1：產(chǎn)業(yè)結構的間接效應為正。對外投資企業(yè)通過對技術逆向外溢促進了國內(nèi)產(chǎn)業(yè)整體技術水平的提升，間接促進了制造業(yè)生產(chǎn)效率的提升?；貧w結果說明，OFDI 對國內(nèi)制造業(yè)高端化的間接效應系數(shù)為0.053 072(γ1δ1)，整體效應系數(shù)為0.167(α1)。減去帶有促進作用的中介效應后，OFDI 對制造業(yè)效率的影響系數(shù)為0.113 928(α1-γ1δ1)。

此外，由模型8 可知δ1、γ1、σ2以及σ1都是顯著的，因此產(chǎn)業(yè)升級的中介效果為部分中介，促進效應系數(shù)為0.033 728(γ1σ2) ，制造業(yè)生產(chǎn)效率受到的影響為0.133 272(α1-γ1σ2)。

4.3 異質(zhì)性分析

4.3.1 地區(qū)差異分析

由于地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展的差異，OFDI 對不同地區(qū)間制造業(yè)生產(chǎn)效率的作用效果也可能會有所不同，為了進一步證實這個問題，本文將我國的各省份劃分為東部和西部①兩個地帶進行地區(qū)異質(zhì)性分析，該方法借鑒于郭家堂（2016）［41］。

表7結果顯示，兩組回歸結果的系數(shù)都為正，與前文全國情況下驗證的假設1 符合。但東部地區(qū)OFDI 對地區(qū)制造業(yè)生產(chǎn)效率影響的回歸系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著，而西部地區(qū)OFDI對地區(qū)制造業(yè)生產(chǎn)效率影響的回歸系數(shù)不顯著。顯然OFDI 對東部地區(qū)的制造業(yè)生產(chǎn)效率提高具有更大的推動作用，假設3.1 成立。OFDI 可以帶來作為制造業(yè)發(fā)展和生產(chǎn)效率提高的主要驅(qū)動因素——技術創(chuàng)新［42］，不同地區(qū)的要素稟賦不同，政策力度不同，所以對其的利用效率和轉(zhuǎn)化效果不盡相同，這就造成了OFDI 逆向技術溢出效應對不同地區(qū)帶來的影響具有異質(zhì)性。

表7 地區(qū)間異質(zhì)性分析

4.3.2 政策差異分析

2013 年“一帶一路”倡議的提出促進了我國的OFDI，對地區(qū)制造業(yè)同樣會有一定影響。該倡議涵蓋了18 個省、自治區(qū)、直轄市，為研究政策帶來的異質(zhì)性影響，本文在借鑒呂越等（2019）的方法基礎上［43］，剔除了西藏數(shù)據(jù)，用“一帶一路”倡議劃定區(qū)和非劃定區(qū)②進行數(shù)據(jù)分組，使用各省2013-2020 年的數(shù)據(jù)進行回歸分析，同時還進行了政策實施后全國范圍的回歸，來研究“一帶一路”倡議帶來的異質(zhì)性。

根據(jù)表8 可知，全國和政策劃定區(qū)兩組數(shù)據(jù)的回歸結果系數(shù)為正，因此前文結論不變，進一步驗證了假設1。非政策劃定區(qū)OFDI 對地區(qū)制造業(yè)生產(chǎn)效率影響的回歸系數(shù)為負且不顯著。綜上，假設3.2 得證，處于政策支持下的OFDI 為制造業(yè)鋪平了國際間技術轉(zhuǎn)移、擴散和吸收的高速公路，OFDI 對“一帶一路”政策涵蓋的地區(qū)的制造業(yè)生產(chǎn)效率提高具有更加積極的作用。

表8 “一帶一路”倡議實施后的政策差異

4.4 內(nèi)生性檢驗

考慮到一國的制造業(yè)水平與其經(jīng)濟的產(chǎn)業(yè)結構密切相關，產(chǎn)業(yè)結構升級與制造業(yè)生產(chǎn)效率可能存在互為因果的關系：一方面，制造業(yè)是產(chǎn)業(yè)這個整體中的一部分，產(chǎn)業(yè)結構升級為制造業(yè)的高水平變革提供了良好的發(fā)展環(huán)境，有利于制造業(yè)生產(chǎn)效率的提升；另一方面，制造業(yè)生產(chǎn)效率的提高驅(qū)動創(chuàng)新發(fā)展和制度傾斜，反過來也有可能影響產(chǎn)業(yè)結構升級。因此，可能在兩者之間存在著由互為因果導致的內(nèi)生性問題。

基于此，本文首先分析找出產(chǎn)業(yè)結構升級與制造業(yè)生產(chǎn)效率提高二者關系中的主因，參考郭家堂（2016）的解決辦法，使用lnINDUS 的滯后一期替換原式(7)中的當期lnINDUS 后進行回歸。因為當期的制造業(yè)生產(chǎn)效率提高幾乎無法影響上一期的產(chǎn)業(yè)結構升級，若上一期的產(chǎn)業(yè)結構升級對當期的制造業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生了前文分析中的對應關系，則認為在雙向因果關系中產(chǎn)業(yè)結構升級是主因。在此之后，為保證結論穩(wěn)健，本文選取兩階段最小二乘法處理內(nèi)生性問題，工具變量為lnINDUS 的滯后一期和滯后二期。

所得結果如表9 所示。根據(jù)模型(20)可知，使用lnINDUS 滯后一期作為核心解釋變量進行回歸來判斷二者間的影響主因，得出的結論與上文中介回歸部分結果一致。模型(21) -(22)是工具變量2SLS 方法的回歸結果，可以看出：第一，LM 統(tǒng)計量的P 值小于0.1，拒絕工具變量識別不足的原假設，說明工具變量選取數(shù)大于內(nèi)生變量數(shù)；第二，Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計量極大，拒絕弱工具變量的原假設，說明工具變量選取合適；第三，Sargan 檢驗P 值大于0.1，不拒絕所有工具變量均外生的原假設，過度識別檢驗通過。所得回歸結果與上文基礎回歸一致皆顯著為正，由此說明本文研究結果可靠。

表9 內(nèi)生性檢驗

5 結論與政策建議

5.1 結論

在我國經(jīng)濟結構逐漸優(yōu)化，以及OFDI 蓬勃發(fā)展的背景下，本文研究了中國OFDI 對國內(nèi)制造業(yè)的影響。本文從OFDI 對國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率的作用以及該作用產(chǎn)生的內(nèi)在機理出發(fā)構建研究框架，同時關注產(chǎn)業(yè)升級在其中的間接效應，以及OFDI對不同地域、政策下制造業(yè)生產(chǎn)效率影響結果的異質(zhì)性。本文選取我國30個省份為研究對象，利用其2010-2020 年的面板數(shù)據(jù)實證研究了OFDI 對中國制造業(yè)生產(chǎn)效率的直接和間接作用，為了控制可能的內(nèi)生性，我們應用工具變量法進行了兩階段最小二乘法回歸，最終得到了如下結論：

1）OFDI 對國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率具有積極作用。在理論分析上有兩種傳導渠道，由于國內(nèi)生產(chǎn)要素資源與國外生產(chǎn)要素資源互補，OFDI 引起國內(nèi)要素投資增加，以降低國內(nèi)要素投入成本的方式促進國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率提升，或者OFDI 通過增加國外需求引致國內(nèi)要素投資增加，再經(jīng)過上述路徑提升制造業(yè)生產(chǎn)效率。

2）存在OFDI→產(chǎn)業(yè)結構升級→制造業(yè)生產(chǎn)效率提高的傳導渠道，即產(chǎn)業(yè)升級的中介效應存在，且研究結果顯示為部分中介，OFDI 帶來的逆向技術溢出效應促進國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構水平整體提升，給制造業(yè)生產(chǎn)效率改善提供了良好的技術創(chuàng)新環(huán)境。

3）異質(zhì)性分析結果表明，OFDI 對東部地區(qū)以及“一帶一路”倡議劃定區(qū)的制造業(yè)生產(chǎn)效率正向影響更明顯。

5.2 政策啟示

當前，我國經(jīng)濟已過了快速擴張時期，正處于發(fā)展質(zhì)量亟待提高的關鍵轉(zhuǎn)型階段，在“雙循環(huán)”新發(fā)展格局下，內(nèi)外聯(lián)動緊密頻繁。于外，充分利用OFDI 的逆向技術溢出帶來的創(chuàng)新驅(qū)動型外部動能，積極搶占全球價值鏈的制高點。于內(nèi)，在國外高新技術的加持下擴大本國內(nèi)需挖掘內(nèi)生動力，積極吸收轉(zhuǎn)化發(fā)達國家的先進技術，打開本國產(chǎn)業(yè)變革新局。這是“雙循環(huán)”新發(fā)展格局和“走出去”戰(zhàn)略在產(chǎn)業(yè)面融合應用的生動體現(xiàn)，OFDI 在此中起到了關鍵作用。由此本文提出以下對策建議：

1）從提高國內(nèi)制造業(yè)發(fā)展水平的角度看，OFDI對國內(nèi)制造業(yè)生產(chǎn)效率提升的促進是強而有力的。因此，政府應盡力營造良好的政策環(huán)境，積極推進技術尋求型OFDI，吸收轉(zhuǎn)化國外先進技術進行本土創(chuàng)新。制造業(yè)的變革有賴于前沿技術的更新迭代，既能創(chuàng)造新生產(chǎn)部門，還可以順帶提供一波新的就業(yè)崗位，間接有助于經(jīng)濟整體效率的提升。制造企業(yè)更要抓緊如今開放大勢，積極開展OFDI 的同時吸收外來先進技術內(nèi)化為自身科技研發(fā)動能，不斷改造變革，努力完成高端躍進。

2）OFDI 同樣有助于國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構正向變革，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化關乎我國制造業(yè)的發(fā)展環(huán)境。隨著“一帶一路”倡議、“中國制造2025”戰(zhàn)略以及“十四五”規(guī)劃等項目的推出，OFDI、產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型和制造業(yè)發(fā)展三者被更為緊密地聯(lián)系了起來。無論是在要素供給方面還是制度引導方面，政府部門皆要隨時做好準備，以應付經(jīng)濟結構調(diào)整帶來的各種狀況。同時，企業(yè)也應提升自身的抗風險能力，增加自己在產(chǎn)業(yè)鏈或價值鏈中的不可替代性。

3）眾所周知，我國區(qū)域發(fā)展非均衡，OFDI對不同區(qū)域制造業(yè)影響程度也具有較大差異，對“一帶一路”倡議劃定區(qū)與非劃定區(qū)的制造業(yè)生產(chǎn)效率影響也不盡相同。為了努力彌合這些差距，政府制定政策時應在合理水平上將關注重點向弱勢地區(qū)傾斜，根據(jù)區(qū)域特點因地制宜，為當?shù)仄髽I(yè)營造良好制度環(huán)境，進一步擴大教育、科技和基礎設施建設等方面的投入，提升弱勢地區(qū)生產(chǎn)資源利用效率。同時，鼓勵先進制造企業(yè)落地弱勢地區(qū)帶動當?shù)禺a(chǎn)業(yè)發(fā)展，并給予合理補貼，鼓勵當?shù)馗餍懈鳂I(yè)企業(yè)開展OFDI 并積極吸收轉(zhuǎn)化國外先進技術，使產(chǎn)業(yè)間網(wǎng)絡效應能發(fā)揮出最大影響。

4）目前，正值外部環(huán)境大變革，各國都正努力搶占國際制造高地。制造企業(yè)應緊緊抓住這一機遇，提升自身供給質(zhì)量，在全球產(chǎn)業(yè)鏈重塑的時刻搶占先機。眼下世界經(jīng)濟新格局正在形成，我國制造業(yè)應在此機遇與挑戰(zhàn)并存之時擒得先機以夯實工業(yè)基礎、握得核心技術，繼而壯大國家高端實體經(jīng)濟。

注釋

①東部地區(qū)：北京、天津、河北、遼寧、吉林、黑在江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、廣東、海南；西部地區(qū)：山西、內(nèi)蒙古、河南、湖北、湖南、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。本文在西部省份中排除了西藏。

②絲綢之路經(jīng)濟帶圈定：新疆、重慶、陜西、甘肅、寧夏、青海、內(nèi)蒙古、黑在江、吉林、遼寧、廣西、云南、西藏；21 世紀海上絲綢之路圈定：上海、福建、廣東、浙江、海南。本文在絲綢之路經(jīng)濟帶省份中排除了西藏。