長三角地區OFDI 對先進制造業集群發展的影響研究

許雨丹 馮德連

（ 安徽財經大學國際經濟貿易學院，安徽 蚌埠 233030 ）

一、引言與文獻綜述

先進制造業是提升中國綜合競爭力和增強區域創新能力的基礎。 《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035 年遠景目標綱要》強調提升長三角一體化發展水平， 培育先進制造業集群。 隨著經濟全球化的深入和中國對外開放的深化，對外直接投資 （Outward Foreign Direct Investment，OFDI）的規模逐漸擴大。 同時，不同對外開放度下對外直接投資對先進制造業集群發展的影響具有一定差異。 學術界迫切需要研究長三角地區OFDI 對先進制造業集群發展的影響機制和對外開放度門檻效應。

學術界關于OFDI 與先進制造業集群發展的關系的研究主要有以下三個方面。

一是先進制造業集群的研究。 先進制造業集群是隨著現代科技和信息技術發展而變化的， 是動態概念，體現制造業集群的網絡化、信息化、智能化、柔性化和生態化方向[1]。 具有較強的市場影響力、先進的技術創新體系、高效協同的網絡組織結構、開放包容的發展模式、創新的治理機制等特點[2]，以及先進性、網絡化和融合化特征[3]。 影響先進制造業集群成長的因素是多方面的。 劉志彪認為，決定價值鏈升級和產業集群升級的兩個關鍵問題是“雙嵌入”條件下企業的動態學習能力和集體行動能力[4]。 知識溢出與企業創新關聯有效促進先進制造業集群成長， 在企業創新關聯的三個維度中，企業合作、人員流動、企業衍生均發揮中介作用[5]。

二是OFDI 對先進制造業集群發展的影響研究。 主要體現在OFDI 的技術溢出效應、OFDI 與產業集聚的關系等方面。Xia et al 利用2003—2012 年的中國省級數據，采用門檻模型實證檢驗了對外直接投資的技術溢出效應，結果表明，當市場化程度超過一定的閾值水平時，對外直接投資存在積極的反向技術溢出效應[6]。 劉海云和聶飛利用2003—2013 年中國省際面板數據的實證研究表明， 制造業OFDI 過度擴張會導致資本流入虛擬經濟領域，制造業資本—勞動比下降，進而出現“離制造化”現象[7]。龔新蜀等通過構建包含集聚經濟和工業綠色創新效率的聯立方程組進行研究，發現在存在OFDI 和產業集聚的情況下， 不同地區的影響機制存在差異[8]?？傮w而言，產業集聚度越高，OFDI 越能推動產業結構的升級[9]。

三是OFDI 對長三角先進制造業集群發展的影響研究。主要體現在OFDI 對先進制造業集群發展的門檻效應以及OFDI 對制造業企業“脫實向虛”的抑制效應。 隨著對外開放程度的提高， 長江經濟帶OFDI 對先進制造業發展產生雙門檻效應，呈現先促進后抑制的倒“U”型特征[10]。 聶飛和李磊利用上市企業數據分析得出制造業企業OFDI 對其“脫實向虛”具有抑制作用[11]。謝眾和盧文玲從知識產權保護的角度出發， 認為在母國知識產權的保護下，OFDI 更有效地抑制制造業企業“脫實向虛”并且這一作用在東部地區更加突出[12]。

文獻綜述表明，一些學者從不同角度研究了OFDI 對先進制造業集群發展影響， 為本文的研究提供了重要的參考資料。 但是，對于長三角地區OFDI 對先進制造業集群影響的理論機制和影響方向存在爭議，對非線性影響的研究文獻相對較少，尚需深入探討。 本文深入分析長三角地區OFDI 對先進制造業集群發展的作用機制與對外開放度門檻效應機制，討論不同對外開放度下OFDI 對先進制造業集群的影響，實證驗證理論機制，并提出相關政策建議。

二、理論機制與研究假說

OFDI 對先進制造業集群的發展具有明顯的抑制作用， 但在對外開放水平的調節下，OFDI 既能在一定程度上抑制先進制造業集群的發展， 同時也對先進制造業集群的發展具有促進作用。

（一）長三角地區OFDI 對先進制造業集群的發展的作用機制與假說

1.作用機制。 長三角地區OFDI 對先進制造業集群的發展既有抑制作用，又有促進作用。

(1)在抑制作用方面。 一是引發本地資本減少。OFDI 直接導致本地制造業資本存量的減少，限制當地先進制造業生產要素的供給， 導致產業內資源流失[13]，抑制當地先進制造業集群的發展。二是產業“空心化”。 后工業化階段，發達經濟地區的產業結構更偏向虛擬經濟，制造業等實體經濟則被擠兌，導致實體產業出現“空心化”現象[14]。 三是人力資本流失。 企業在尋求最佳區位的過程中，常常會將部分生產轉移， 原有地區的知識技能和人力資本也將隨之轉移， 當地企業和人員獲取知識和技能的機會減少，人力資本積累的程度也將隨之下降[15]。 四是自主創新能力減弱。OFDI 抑制產業內自主創新能力和二次創新能力[16]。自主創新能力是產業鏈升級和延伸的動力， 缺乏自主創新能力的企業無法在價值鏈中向上游或下游延伸，難以主導關鍵技術和核心環節。

(2)在促進作用方面。 一是逆向外溢效應。 通過OFDI，本地企業可以引進國外先進的技術、設備和管理經驗[17]，有助于提升產品質量和生產效率。 本地企業在國際合作中學習到先進的管理模式和商業實踐， 促進管理能力的提升。 二是產業鏈和價值鏈升級。OFDI 可以促進產業鏈升級[18]和價值鏈升級。通過與外國企業的合作， 本地企業可以參與附加值更高的產業環節，提升企業的競爭力和利潤空間。 三是生產和創新效率提高。 OFDI 所帶來的逆向技術溢出效應大大提高了企業的生產效率和創新效率[19]，彌補了生產要素供給不足以及人力資本暫時性短缺的缺點。 母公司技術進步間接影響到當地的其他企業，促進整體行業技術進步。

2.假說。 從總體上看，長三角地區OFDI 對先進制造業集群發展的抑制作用大于促進作用， 呈現負向作用。 因此提出假說1：

H1： 長三角地區OFDI 對先進制造業集群的發展具有負向作用。

（二）長三角地區OFDI 對先進制造業集群發展的影響的對外開放水平門檻效應與假說

1.門檻效應機制。長三角地區的先進制造業企業想要通過對外直接投資來獲取技術進步， 促進企業的生產創新，必然受到對外開放水平的影響[10]。

當對外開放水平比較小的時候，OFDI 對先進制造業集群的抑制作用大于促進作用。 一是制造業的“空心化”以及本地資本存量的不足難以在低水平的開放程度下被彌補。 二是當對外開放度較低時，本地企業的國際競爭能力受限，無法有效利用OFDI 帶來的技術、市場和管理經驗。

隨著對外開放水平的提高，OFDI 的規模不斷擴大。 當對外開放達到一定程度時，OFDI 對長三角地區先進制造業集群發展的促進作用會大于抑制作用。 一是對外開放水平的提高意味著更多的外國企業可以進入市場，帶來先進的技術和管理經驗。 通過與外國企業的合作， 本地企業可以獲取到先進的生產技術、研發能力和創新理念，從而提升自身的技術水平和創新能力[20]，二是有利于共享創新資源，以及整合提升創新能力和創新活力[15]，促進產業鏈的升級和價值鏈的擴展。

2.假說。 長三角地區OFDI 對先進制造業集群的發展在對外開放水平的背景下存在門檻效應， 據此提出假說2：

H2： 長三角地區OFDI 對先進制造業集群發展的影響存在對外開放程度門檻效應。 當對外開放度低于門檻值時，OFDI 對先進制造業集群發展有負向影響； 高于門檻值時，OFDI 對先進制造業集群發展有正向影響，呈現先負向后正向的特征。

（三）作用機制圖示

在對外開放度下長三角地區OFDI 對先進制造業集群的影響機制如圖1 所示。

圖1 長三角地區OFDI 對先進制造業集群的影響機制

三、研究設計及數據說明

（一）模型構建

為了驗證長三角地區OFDI 與先進制造業集群之間的線性關系， 建立基本線性模型用于檢驗假設1： 長三角地區OFDI 對先進制造業集群的發展具有負向作用。 設定模型1：

模型1 中，aggl 表示先進制造業集群度， 下標i表示各省市，t 代表年份。 Controls 表示全部控制變量，控制變量包括城鎮化水平（cl）、政府財政支出強度（ge）、研發投入強度（rd）、固定資產投入（ca）、人力資本水平（edu）。 Φt為時間固定效應，α0為常數項，εit為殘差項。

為了驗證假說2，考慮到對外開放度可能對OFDI 與先進制造業集群發展存在門檻效應， 以對外開放度op 為門檻變量， 構建長三角地區OFDI 對先進制造業集群發展的靜態門檻模型并且實證表明為單門檻模型。 設定模型2：

在該模型中，下標i 表示各省市，t 代表年份，aggl 為被解釋變量，表示先進制造業集群度，核心解釋變量為對外直接投資，并且取其對數lnofdi，對外開放度op 為門檻變量，I（·）為指示函數，q1 代表變量門檻值，Xit為控制變量集合，μi為個體固定效應，eit為殘差項。

（二）變量說明

1.被解釋變量。 為先進制造業集群度aggl。 鑒于數據的完整性和可獲得性， 綜合考慮到產業集群在空間上和產業內部聯系的特征， 借鑒于泳波等測度先進制造業集群的方法[21]，采用以下公式：

其中，aggl 表示先進制造業集群度；inaggl 表示產業集聚度，采用區位熵進行衡量。 eia表示i 地區先進制造業的就業人數，ei表示i 地區總就業人數，表示所有地區先進制造業就業人數總和，表示三省一市總就業人數；y 表示產業集群內部聯系，m、s、ms 分別表示集群內部聯系中的垂直關聯、 水平關聯和垂直水平關聯互動作用。 m 以投入產出表中的中間投入率進行衡量, 中間投入率采用投入產出表中中間投入比上總投入計算得出；s 表示知識溢出共享，用第三產業增加值占地區生產總值的比重來衡量。 其中根據先進制造業的定義參考《高技術產業（制造業）分類（2013）》（國統字〔2013〕55 號）以及王必鋒和賴志花對先進制造業的選取與定義，選取石油加工、煉焦及核燃料加工業，化學原料及化學制品制造業，醫藥制造業，通用設備制造業，專用設備制造業，交通運輸設備制造業，電氣機械及器材制造業，通信設備、計算機及其他電子設備制造業，儀器儀表及文化、辦公用機械制造業為先進制造業[22]。

2.核心解釋變量。 為對外直接投資ofdi。 采用各省市歷年OFDI 存量與同期GDP 的比值來衡量對外直接投資強度。 其中， 對外直接投資存量數據來自《中國對外直接投資統計公報》， 長三角地區各省市GDP 數據來自《中國統計年鑒》。

3.門檻變量。為對外開放度op。由于對外開放度的范圍較為廣泛， 為了更準確地測量對外開放度，選取四個因子進行測度。 指標測度如表1 所示。 其中，數據來自各省市歷年統計年鑒以及《中國統計年鑒》。

表1 熵值法指標權重

4.控制變量。 （1）城鎮化水平（cl）。 用長三角地區各省市2004—2020 年城鎮人口與其年末常住人口的比值衡量城鎮化水平，數據來源于國家統計局。（2）政府財政支出強度（ge）。 用長三角地區各省市2004—2020 年地方政府財政支出與其同期GDP 的比值衡量政府財政支出強度。 各省市政府財政支出數據來源于各省市統計局。（3）研發投入強度（rd）。用長三角地區各省市2004—2020 年研究與試驗發展經費內部支出占同期GDP 比重來表示研發投入強度。其中，各省市歷年研究與試驗發展經費內部支出數據源自《中國科技統計年鑒》和各省市統計局。 （4）固定資產投入（ca）。 用長三角地區各省市2004—2020 年固定資產數與長三角地區固定資產總數的比值來表示，其中部分缺失值采用插值法補齊。 數據來源于各省市歷年統計年鑒。 （5）人力資本水平（edu）。 人力資本水平由人均受教育年限來衡量。 將小學設定為6年，初中9 年，高中12 年，大專及以上16 年，城市平均受教育年限=6S1+9S2+12S3+16S4，S1、S2、S3、S4分別表示在各階段受教育水平人口數占總人口的比值。

（三）數據來源與描述性統計

根據數據的可靠性和可獲得性， 選取長三角地區三省一市數據，時間跨度為2004—2020 年，數據來源于《中國城市統計年鑒》《中國對外直接投資統計公報》《中國統計年鑒》。 變量的描述性統計結果如表2 所示。 從中可見，先進制造業集群度aggl 的均值為0.839，對外直接投資強度ofdi 的均值為0.035，最小值為0.001， 總體來看對外直接投資強度較小，對外開放程度水平有待提升， 安徽省的對外開放度明顯低于其他三個地區，并且存在一定差距。

表2 變量描述性統計

四、實證分析

（一）長三角地區先進制造業集群度的測算

根據被解釋變量的測算公式， 得到各省市先進制造業集群度，如圖2 所示。 從圖中不難看出，安徽省的先進制造業集群度相比其他三個省市低， 這是由于安徽省的整體經濟發展水平落后于其他三個地區，無論是先進制造業的從業人員集聚水平，還是產業內部間的投入產出， 都在一定程度上落后于上海市、江蘇省、浙江省。 加入長三角一體化發展戰略以后，安徽省整體具有很大的發展空間。

圖2 各省市先進制造業集群度

（二）面板數據平穩性檢驗

為了防止偽回歸， 需要對面板數據各變量的平穩性進行檢驗。采用LLC 檢驗、IPS 檢驗、Fisher-ADF檢驗以及Fisher-PP 檢驗。 根據結果，各變量序列都是一個單位根過程，該面板數據總體平穩。

（三）基準回歸和穩健性檢驗

基準回歸的最小二乘法（OLS）回歸分析結果如表3 中（1）（2）列。 （1）列是沒有加入控制變量的回歸結果，ofdi 的回歸系數為-4.354， 并且在1%的水平上顯著，初步驗證了假說H1。 （2）列是在第一列的基礎上加入了所有的控制變量，回歸結果顯示，ofdi 的回歸系數為-3.569，并且在1%的水平上顯著，表明ofdi 對先進制造業集群的發展具有負向影響，驗證了假說H1。

表3 基準回歸與穩健性檢驗回歸結果

穩健性檢驗的回歸分析結果如表3 中（3）列和（4）列。 （3）列為使用Tobit 模型替換后擬合的結果。結果顯示：ofdi 的回歸系數在10%的水平上顯著為負，表明ofdi 抑制先進制造業集群的發展，假設H1得到驗證。 （4）列為用先進制造業工業總產值替換就業人數即替換被解釋變量之后的擬合結果，ofdi 的系數在1%的水平上顯著為負，再次驗證了H1，實證結果說明假設H1 成立且結果是穩健的。

（四）以對外開放度作為門檻變量的靜態面板門檻回歸

1. 以對外開放度為門檻變量的靜態面板門檻值分析

表4 為以對外開放度為門檻變量的靜態面板門檻值的回歸結果。 本次實驗通過500 次自抽樣檢驗發現，對外開放度在1%的顯著性水平下具有單門檻效應，驗證了假設H2。

表4 以對外開放度作為門檻變量的靜態面板門檻值研究

2. 以對外開放度作為門檻變量的靜態面板門檻回歸分析

表5 為以對外開放度作為門檻變量建立的普通標準誤和穩健標準誤的靜態面板門檻回歸分析結果。由表5 可知，FE-ROBUST 表示固定效應（穩健標準誤） 的回歸結果，FE 表示面板門檻模型的估計結果，實證結果驗證了假說2。從表中可以看到，當對外開放度低于或等于門檻值0.574 5 時，對外直接投資程度ofdi 在1%的顯著性水平下通過了面板門檻模型穩健標準誤的回歸，并且系數為負數，說明長三角地區OFDI 對先進制造業集群的發展產生了抑制作用。 當對外開放度高于門檻值0.574 5 時，對外直接投資強度ofdi 在1%的顯著性水平之下通過了面板門檻模型穩健標準誤的回歸，系數為正，這表明當對外開放度足夠大時，長三角地區OFDI 對先進制造業集群的影響由抑制作用轉變為促進作用。

表5 以對外開放度作為門檻變量的靜態面板門檻回歸分析

五、結論與政策建議

（一）研究結論

本文基于2004—2020 年的長三角地區省際面板數據，在探討長三角地區OFDI 與先進制造業集群發展線性關系的基礎上， 采用靜態門檻模型實證檢驗OFDI 對先進制造業集群發展的門檻效應。并且納入城鎮化水平（cl）、政府財政支出強度（ge）、研發投入強度（rd）、固定資產投入（ca）、人力資本水平（edu）等控制變量，以對外開放度為門檻變量，分析得到長三角地區OFDI 對先進制造業集群發展的門檻效應。研究結論主要包括： 在線性回歸基礎上，OFDI 對先進制造業集群的發展具有抑制作用且結果穩健。 在非線性關系中，以對外開放度為門檻變量，運用靜態面板門檻模型分析得到長三角地區OFDI 對先進制造業集群的發展具有顯著的單門檻效應， 門檻值為0.574 5，當對外開放度小于或等于門檻值時，對外直接投資強度對先進制造業集群的發展呈現抑制作用；當對外開放度大于門檻值時，對外直接投資強度對先進制造業集群的發展具有促進作用， 總體呈現先抑制后促進的特征。

（二）政策建議

根據本文的實證研究結果， 對長三角地區先進制造業集群發展的政策建議如下。

1.長三角地區要促進OFDI 與先進制造業集群協調發展。切實提高OFDI 質量，發揮OFDI 對先進制造業集群發展的逆向技術溢出、產業鏈和價值鏈升級、生產和創新效率提高、經濟結構優化等方面的作用。積極與國際企業進行合作， 開展技術交流、 合作研發、 人員培訓等活動， 提高地區的創新能力和競爭力。 加大人才引進和培養力度，吸引國內外高層次人才參與先進制造業集群的建設。

2.上海要更加注重發揮高水平對外開放的作用。發揮上海自貿試驗區作用， 進一步探索創新型自由貿易政策，加大制度型對外開放力度。 完善統一大市場建設，打破開放過程中的壁壘，實現資本、土地、勞動力、技術等要素市場統一，允許各種要素充分、自由地流動，充分發揮高水平對外開放優勢。

3.浙江、江蘇和安徽要更加注重先進制造業集群發展。對于經濟開放水平較低的安徽地區和蘇浙部分地區， 要充分考慮OFDI 可能引發本地資本減少、產業“空心化”、人力資本流失和自主創新減弱等不利影響，更加注重先進制造業回流。 促進市場開放和公平競爭，營造國際一流的營商環境，促進優質生產要素集聚。完善創新支持體系，加強集群產業鏈協同發展。