长三角地区OFDI 对先进制造业集群发展的影响研究

许雨丹 冯德连

（ 安徽财经大学国际经济贸易学院，安徽 蚌埠 233030 ）

一、引言与文献综述

先进制造业是提升中国综合竞争力和增强区域创新能力的基础。 《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035 年远景目标纲要》强调提升长三角一体化发展水平， 培育先进制造业集群。 随着经济全球化的深入和中国对外开放的深化，对外直接投资 （Outward Foreign Direct Investment，OFDI）的规模逐渐扩大。 同时，不同对外开放度下对外直接投资对先进制造业集群发展的影响具有一定差异。 学术界迫切需要研究长三角地区OFDI 对先进制造业集群发展的影响机制和对外开放度门槛效应。

学术界关于OFDI 与先进制造业集群发展的关系的研究主要有以下三个方面。

一是先进制造业集群的研究。 先进制造业集群是随着现代科技和信息技术发展而变化的， 是动态概念，体现制造业集群的网络化、信息化、智能化、柔性化和生态化方向[1]。 具有较强的市场影响力、先进的技术创新体系、高效协同的网络组织结构、开放包容的发展模式、创新的治理机制等特点[2]，以及先进性、网络化和融合化特征[3]。 影响先进制造业集群成长的因素是多方面的。 刘志彪认为，决定价值链升级和产业集群升级的两个关键问题是“双嵌入”条件下企业的动态学习能力和集体行动能力[4]。 知识溢出与企业创新关联有效促进先进制造业集群成长， 在企业创新关联的三个维度中，企业合作、人员流动、企业衍生均发挥中介作用[5]。

二是OFDI 对先进制造业集群发展的影响研究。 主要体现在OFDI 的技术溢出效应、OFDI 与产业集聚的关系等方面。Xia et al 利用2003—2012 年的中国省级数据，采用门槛模型实证检验了对外直接投资的技术溢出效应，结果表明，当市场化程度超过一定的阈值水平时，对外直接投资存在积极的反向技术溢出效应[6]。 刘海云和聂飞利用2003—2013 年中国省际面板数据的实证研究表明， 制造业OFDI 过度扩张会导致资本流入虚拟经济领域，制造业资本—劳动比下降，进而出现“离制造化”现象[7]。龚新蜀等通过构建包含集聚经济和工业绿色创新效率的联立方程组进行研究，发现在存在OFDI 和产业集聚的情况下， 不同地区的影响机制存在差异[8]。总体而言，产业集聚度越高，OFDI 越能推动产业结构的升级[9]。

三是OFDI 对长三角先进制造业集群发展的影响研究。主要体现在OFDI 对先进制造业集群发展的门槛效应以及OFDI 对制造业企业“脱实向虚”的抑制效应。 随着对外开放程度的提高， 长江经济带OFDI 对先进制造业发展产生双门槛效应，呈现先促进后抑制的倒“U”型特征[10]。 聂飞和李磊利用上市企业数据分析得出制造业企业OFDI 对其“脱实向虚”具有抑制作用[11]。谢众和卢文玲从知识产权保护的角度出发， 认为在母国知识产权的保护下，OFDI 更有效地抑制制造业企业“脱实向虚”并且这一作用在东部地区更加突出[12]。

文献综述表明，一些学者从不同角度研究了OFDI 对先进制造业集群发展影响， 为本文的研究提供了重要的参考资料。 但是，对于长三角地区OFDI 对先进制造业集群影响的理论机制和影响方向存在争议，对非线性影响的研究文献相对较少，尚需深入探讨。 本文深入分析长三角地区OFDI 对先进制造业集群发展的作用机制与对外开放度门槛效应机制，讨论不同对外开放度下OFDI 对先进制造业集群的影响，实证验证理论机制，并提出相关政策建议。

二、理论机制与研究假说

OFDI 对先进制造业集群的发展具有明显的抑制作用， 但在对外开放水平的调节下，OFDI 既能在一定程度上抑制先进制造业集群的发展， 同时也对先进制造业集群的发展具有促进作用。

（一）长三角地区OFDI 对先进制造业集群的发展的作用机制与假说

1.作用机制。 长三角地区OFDI 对先进制造业集群的发展既有抑制作用，又有促进作用。

(1)在抑制作用方面。 一是引发本地资本减少。OFDI 直接导致本地制造业资本存量的减少，限制当地先进制造业生产要素的供给， 导致产业内资源流失[13]，抑制当地先进制造业集群的发展。二是产业“空心化”。 后工业化阶段，发达经济地区的产业结构更偏向虚拟经济，制造业等实体经济则被挤兑，导致实体产业出现“空心化”现象[14]。 三是人力资本流失。 企业在寻求最佳区位的过程中，常常会将部分生产转移， 原有地区的知识技能和人力资本也将随之转移， 当地企业和人员获取知识和技能的机会减少，人力资本积累的程度也将随之下降[15]。 四是自主创新能力减弱。OFDI 抑制产业内自主创新能力和二次创新能力[16]。自主创新能力是产业链升级和延伸的动力， 缺乏自主创新能力的企业无法在价值链中向上游或下游延伸，难以主导关键技术和核心环节。

(2)在促进作用方面。 一是逆向外溢效应。 通过OFDI，本地企业可以引进国外先进的技术、设备和管理经验[17]，有助于提升产品质量和生产效率。 本地企业在国际合作中学习到先进的管理模式和商业实践， 促进管理能力的提升。 二是产业链和价值链升级。OFDI 可以促进产业链升级[18]和价值链升级。通过与外国企业的合作， 本地企业可以参与附加值更高的产业环节，提升企业的竞争力和利润空间。 三是生产和创新效率提高。 OFDI 所带来的逆向技术溢出效应大大提高了企业的生产效率和创新效率[19]，弥补了生产要素供给不足以及人力资本暂时性短缺的缺点。 母公司技术进步间接影响到当地的其他企业，促进整体行业技术进步。

2.假说。 从总体上看，长三角地区OFDI 对先进制造业集群发展的抑制作用大于促进作用， 呈现负向作用。 因此提出假说1：

H1： 长三角地区OFDI 对先进制造业集群的发展具有负向作用。

（二）长三角地区OFDI 对先进制造业集群发展的影响的对外开放水平门槛效应与假说

1.门槛效应机制。长三角地区的先进制造业企业想要通过对外直接投资来获取技术进步， 促进企业的生产创新，必然受到对外开放水平的影响[10]。

当对外开放水平比较小的时候，OFDI 对先进制造业集群的抑制作用大于促进作用。 一是制造业的“空心化”以及本地资本存量的不足难以在低水平的开放程度下被弥补。 二是当对外开放度较低时，本地企业的国际竞争能力受限，无法有效利用OFDI 带来的技术、市场和管理经验。

随着对外开放水平的提高，OFDI 的规模不断扩大。 当对外开放达到一定程度时，OFDI 对长三角地区先进制造业集群发展的促进作用会大于抑制作用。 一是对外开放水平的提高意味着更多的外国企业可以进入市场，带来先进的技术和管理经验。 通过与外国企业的合作， 本地企业可以获取到先进的生产技术、研发能力和创新理念，从而提升自身的技术水平和创新能力[20]，二是有利于共享创新资源，以及整合提升创新能力和创新活力[15]，促进产业链的升级和价值链的扩展。

2.假说。 长三角地区OFDI 对先进制造业集群的发展在对外开放水平的背景下存在门槛效应， 据此提出假说2：

H2： 长三角地区OFDI 对先进制造业集群发展的影响存在对外开放程度门槛效应。 当对外开放度低于门槛值时，OFDI 对先进制造业集群发展有负向影响； 高于门槛值时，OFDI 对先进制造业集群发展有正向影响，呈现先负向后正向的特征。

（三）作用机制图示

在对外开放度下长三角地区OFDI 对先进制造业集群的影响机制如图1 所示。

图1 长三角地区OFDI 对先进制造业集群的影响机制

三、研究设计及数据说明

（一）模型构建

为了验证长三角地区OFDI 与先进制造业集群之间的线性关系， 建立基本线性模型用于检验假设1： 长三角地区OFDI 对先进制造业集群的发展具有负向作用。 设定模型1：

模型1 中，aggl 表示先进制造业集群度， 下标i表示各省市，t 代表年份。 Controls 表示全部控制变量，控制变量包括城镇化水平（cl）、政府财政支出强度（ge）、研发投入强度（rd）、固定资产投入（ca）、人力资本水平（edu）。 Φt为时间固定效应，α0为常数项，εit为残差项。

为了验证假说2，考虑到对外开放度可能对OFDI 与先进制造业集群发展存在门槛效应， 以对外开放度op 为门槛变量， 构建长三角地区OFDI 对先进制造业集群发展的静态门槛模型并且实证表明为单门槛模型。 设定模型2：

在该模型中，下标i 表示各省市，t 代表年份，aggl 为被解释变量，表示先进制造业集群度，核心解释变量为对外直接投资，并且取其对数lnofdi，对外开放度op 为门槛变量，I（·）为指示函数，q1 代表变量门槛值，Xit为控制变量集合，μi为个体固定效应，eit为残差项。

（二）变量说明

1.被解释变量。 为先进制造业集群度aggl。 鉴于数据的完整性和可获得性， 综合考虑到产业集群在空间上和产业内部联系的特征， 借鉴于泳波等测度先进制造业集群的方法[21]，采用以下公式：

其中，aggl 表示先进制造业集群度；inaggl 表示产业集聚度，采用区位熵进行衡量。 eia表示i 地区先进制造业的就业人数，ei表示i 地区总就业人数，表示所有地区先进制造业就业人数总和，表示三省一市总就业人数；y 表示产业集群内部联系，m、s、ms 分别表示集群内部联系中的垂直关联、 水平关联和垂直水平关联互动作用。 m 以投入产出表中的中间投入率进行衡量, 中间投入率采用投入产出表中中间投入比上总投入计算得出；s 表示知识溢出共享，用第三产业增加值占地区生产总值的比重来衡量。 其中根据先进制造业的定义参考《高技术产业（制造业）分类（2013）》（国统字〔2013〕55 号）以及王必锋和赖志花对先进制造业的选取与定义，选取石油加工、炼焦及核燃料加工业，化学原料及化学制品制造业，医药制造业，通用设备制造业，专用设备制造业，交通运输设备制造业，电气机械及器材制造业，通信设备、计算机及其他电子设备制造业，仪器仪表及文化、办公用机械制造业为先进制造业[22]。

2.核心解释变量。 为对外直接投资ofdi。 采用各省市历年OFDI 存量与同期GDP 的比值来衡量对外直接投资强度。 其中， 对外直接投资存量数据来自《中国对外直接投资统计公报》， 长三角地区各省市GDP 数据来自《中国统计年鉴》。

3.门槛变量。为对外开放度op。由于对外开放度的范围较为广泛， 为了更准确地测量对外开放度，选取四个因子进行测度。 指标测度如表1 所示。 其中，数据来自各省市历年统计年鉴以及《中国统计年鉴》。

表1 熵值法指标权重

4.控制变量。 （1）城镇化水平（cl）。 用长三角地区各省市2004—2020 年城镇人口与其年末常住人口的比值衡量城镇化水平，数据来源于国家统计局。（2）政府财政支出强度（ge）。 用长三角地区各省市2004—2020 年地方政府财政支出与其同期GDP 的比值衡量政府财政支出强度。 各省市政府财政支出数据来源于各省市统计局。（3）研发投入强度（rd）。用长三角地区各省市2004—2020 年研究与试验发展经费内部支出占同期GDP 比重来表示研发投入强度。其中，各省市历年研究与试验发展经费内部支出数据源自《中国科技统计年鉴》和各省市统计局。 （4）固定资产投入（ca）。 用长三角地区各省市2004—2020 年固定资产数与长三角地区固定资产总数的比值来表示，其中部分缺失值采用插值法补齐。 数据来源于各省市历年统计年鉴。 （5）人力资本水平（edu）。 人力资本水平由人均受教育年限来衡量。 将小学设定为6年，初中9 年，高中12 年，大专及以上16 年，城市平均受教育年限=6S1+9S2+12S3+16S4，S1、S2、S3、S4分别表示在各阶段受教育水平人口数占总人口的比值。

（三）数据来源与描述性统计

根据数据的可靠性和可获得性， 选取长三角地区三省一市数据，时间跨度为2004—2020 年，数据来源于《中国城市统计年鉴》《中国对外直接投资统计公报》《中国统计年鉴》。 变量的描述性统计结果如表2 所示。 从中可见，先进制造业集群度aggl 的均值为0.839，对外直接投资强度ofdi 的均值为0.035，最小值为0.001， 总体来看对外直接投资强度较小，对外开放程度水平有待提升， 安徽省的对外开放度明显低于其他三个地区，并且存在一定差距。

表2 变量描述性统计

四、实证分析

（一）长三角地区先进制造业集群度的测算

根据被解释变量的测算公式， 得到各省市先进制造业集群度，如图2 所示。 从图中不难看出，安徽省的先进制造业集群度相比其他三个省市低， 这是由于安徽省的整体经济发展水平落后于其他三个地区，无论是先进制造业的从业人员集聚水平，还是产业内部间的投入产出， 都在一定程度上落后于上海市、江苏省、浙江省。 加入长三角一体化发展战略以后，安徽省整体具有很大的发展空间。

图2 各省市先进制造业集群度

（二）面板数据平稳性检验

为了防止伪回归， 需要对面板数据各变量的平稳性进行检验。采用LLC 检验、IPS 检验、Fisher-ADF检验以及Fisher-PP 检验。 根据结果，各变量序列都是一个单位根过程，该面板数据总体平稳。

（三）基准回归和稳健性检验

基准回归的最小二乘法（OLS）回归分析结果如表3 中（1）（2）列。 （1）列是没有加入控制变量的回归结果，ofdi 的回归系数为-4.354， 并且在1%的水平上显著，初步验证了假说H1。 （2）列是在第一列的基础上加入了所有的控制变量，回归结果显示，ofdi 的回归系数为-3.569，并且在1%的水平上显著，表明ofdi 对先进制造业集群的发展具有负向影响，验证了假说H1。

表3 基准回归与稳健性检验回归结果

稳健性检验的回归分析结果如表3 中（3）列和（4）列。 （3）列为使用Tobit 模型替换后拟合的结果。结果显示：ofdi 的回归系数在10%的水平上显著为负，表明ofdi 抑制先进制造业集群的发展，假设H1得到验证。 （4）列为用先进制造业工业总产值替换就业人数即替换被解释变量之后的拟合结果，ofdi 的系数在1%的水平上显著为负，再次验证了H1，实证结果说明假设H1 成立且结果是稳健的。

（四）以对外开放度作为门槛变量的静态面板门槛回归

1. 以对外开放度为门槛变量的静态面板门槛值分析

表4 为以对外开放度为门槛变量的静态面板门槛值的回归结果。 本次实验通过500 次自抽样检验发现，对外开放度在1%的显著性水平下具有单门槛效应，验证了假设H2。

表4 以对外开放度作为门槛变量的静态面板门槛值研究

2. 以对外开放度作为门槛变量的静态面板门槛回归分析

表5 为以对外开放度作为门槛变量建立的普通标准误和稳健标准误的静态面板门槛回归分析结果。由表5 可知，FE-ROBUST 表示固定效应（稳健标准误） 的回归结果，FE 表示面板门槛模型的估计结果，实证结果验证了假说2。从表中可以看到，当对外开放度低于或等于门槛值0.574 5 时，对外直接投资程度ofdi 在1%的显著性水平下通过了面板门槛模型稳健标准误的回归，并且系数为负数，说明长三角地区OFDI 对先进制造业集群的发展产生了抑制作用。 当对外开放度高于门槛值0.574 5 时，对外直接投资强度ofdi 在1%的显著性水平之下通过了面板门槛模型稳健标准误的回归，系数为正，这表明当对外开放度足够大时，长三角地区OFDI 对先进制造业集群的影响由抑制作用转变为促进作用。

表5 以对外开放度作为门槛变量的静态面板门槛回归分析

五、结论与政策建议

（一）研究结论

本文基于2004—2020 年的长三角地区省际面板数据，在探讨长三角地区OFDI 与先进制造业集群发展线性关系的基础上， 采用静态门槛模型实证检验OFDI 对先进制造业集群发展的门槛效应。并且纳入城镇化水平（cl）、政府财政支出强度（ge）、研发投入强度（rd）、固定资产投入（ca）、人力资本水平（edu）等控制变量，以对外开放度为门槛变量，分析得到长三角地区OFDI 对先进制造业集群发展的门槛效应。研究结论主要包括： 在线性回归基础上，OFDI 对先进制造业集群的发展具有抑制作用且结果稳健。 在非线性关系中，以对外开放度为门槛变量，运用静态面板门槛模型分析得到长三角地区OFDI 对先进制造业集群的发展具有显著的单门槛效应， 门槛值为0.574 5，当对外开放度小于或等于门槛值时，对外直接投资强度对先进制造业集群的发展呈现抑制作用；当对外开放度大于门槛值时，对外直接投资强度对先进制造业集群的发展具有促进作用， 总体呈现先抑制后促进的特征。

（二）政策建议

根据本文的实证研究结果， 对长三角地区先进制造业集群发展的政策建议如下。

1.长三角地区要促进OFDI 与先进制造业集群协调发展。切实提高OFDI 质量，发挥OFDI 对先进制造业集群发展的逆向技术溢出、产业链和价值链升级、生产和创新效率提高、经济结构优化等方面的作用。积极与国际企业进行合作， 开展技术交流、 合作研发、 人员培训等活动， 提高地区的创新能力和竞争力。 加大人才引进和培养力度，吸引国内外高层次人才参与先进制造业集群的建设。

2.上海要更加注重发挥高水平对外开放的作用。发挥上海自贸试验区作用， 进一步探索创新型自由贸易政策，加大制度型对外开放力度。 完善统一大市场建设，打破开放过程中的壁垒，实现资本、土地、劳动力、技术等要素市场统一，允许各种要素充分、自由地流动，充分发挥高水平对外开放优势。

3.浙江、江苏和安徽要更加注重先进制造业集群发展。对于经济开放水平较低的安徽地区和苏浙部分地区， 要充分考虑OFDI 可能引发本地资本减少、产业“空心化”、人力资本流失和自主创新减弱等不利影响，更加注重先进制造业回流。 促进市场开放和公平竞争，营造国际一流的营商环境，促进优质生产要素集聚。完善创新支持体系，加强集群产业链协同发展。