摘要：能源供應易受市場或非市場因素的影響，價格波動無法避免，資源大量依賴進口無法保證持續(xù)穩(wěn)定的供應，通過投資境外資源豐裕的國家，獲取資源開采權和運用跨國公司內部價格轉移等方式為制造業(yè)保障資源供給，可以降低使用成本，從而助力產(chǎn)業(yè)升級。實證檢驗OFDI對我國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響，我們發(fā)現(xiàn)技術創(chuàng)新、人力資本和經(jīng)濟發(fā)展水平三個方面均存在最低門檻值，跨越門檻值后，OFDI將顯著促進制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。各地區(qū)應結合各自經(jīng)濟發(fā)展狀況，實行差異化政策，充分發(fā)揮OFDI對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的推動作用；在對外直接投資的行業(yè)選擇上，繼續(xù)加大制造業(yè)中以實現(xiàn)轉移過剩產(chǎn)能為目標的對外投資，但應注意轉移產(chǎn)能的步伐不宜過大過快，以避免發(fā)生產(chǎn)業(yè)空心化問題。政府要為資源類投資提供更多東道國信息，加強雙邊投資機制建設，降低企業(yè)投資的風險與成本。

關鍵詞：對外直接投資； 制造業(yè)； 資源約束；產(chǎn)業(yè)升級

基金項目：國家社會科學基金重點項目“當前國際資源環(huán)境變化背景下加快我國經(jīng)濟發(fā)展方式轉變研究”（09AZD047）

中圖分類號：F832 文獻標識碼：A 文章編號：1003-854X（2018）03-0038-07

一、問題的提出

改革開放30多年，中國制造業(yè)實力不斷增強，穩(wěn)居世界制造業(yè)第一大國。制造業(yè)的高速發(fā)展是以低成本競爭、高能源消耗、高資本投入等為基礎的，近年來國內勞動力成本不斷上升，資源和環(huán)境的約束趨緊，制造業(yè)還面臨著發(fā)達國家高端制造業(yè)回流和中低收入國家爭奪中低端制造業(yè)的雙重擠壓，因此，制造業(yè)的轉型升級已刻不容緩。對外直接投資（下文也稱OFDI）作為生產(chǎn)要素的跨國流動，對一國的資源配置有著直接的影響，進而也會影響到一國的產(chǎn)業(yè)結構。美國、日本等先行國家的經(jīng)驗表明，對外直接投資與本國產(chǎn)業(yè)結構的調整與優(yōu)化存在著重要的聯(lián)系。隨著中國經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展和“走出去”戰(zhàn)略的深入推進，對外直接投資發(fā)展迅速，增長勢頭強勁。聯(lián)合國商品貿易的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2016年中國的對外直接投資流量為1831億美元，位于全球第二；對外直接投資存量為12809億美元，位于全球第六；OFDI流量和存量的年均增長率（以2003年為基年）分別為37.72%和32.44%。如此大規(guī)模的對外直接投資對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)生了怎樣的影響？這些影響在中國各地區(qū)是否存在著顯著的區(qū)域差異？這些都是本文關注的重要問題。

傳統(tǒng)的OFDI理論多是基于發(fā)達國家的實際經(jīng)驗提出的，如Vernon的“產(chǎn)品生命周期理論”、Kojima的 “邊際產(chǎn)業(yè)擴張論”等，這些理論對OFDI促進本國產(chǎn)業(yè)結構調整的觀點大多都是肯定的。發(fā)展中國家對外直接投資的逐漸興起使OFDI的理論更為豐富。Cantwell和Tolentino研究認為發(fā)展中國家通過OFDI可以加強技術創(chuàng)新和積累，提升產(chǎn)業(yè)結構①。Ozawa指出一國的產(chǎn)業(yè)升級是對外投資經(jīng)驗積累的重要體現(xiàn)②。Mathews提出的“LLL分析框架”認為新興經(jīng)濟體依靠OFDI可以獲得新的競爭優(yōu)勢并推動產(chǎn)業(yè)升級③。實證研究方面，Hiley對日本的OFDI進行了研究，發(fā)現(xiàn)將本國處于衰退中的或低端的生產(chǎn)環(huán)節(jié)轉移至海外，有助于本國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級④。Stefano對印度的研究顯示OFDI促進了母國高技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展⑤。但有部分學者認為OFDI對母國的產(chǎn)業(yè)升級存在一定的消極影響。Cowling 和 Tomlinson在對日本制造業(yè)OFDI進行研究后認為，大規(guī)模的海外投資使國內制造業(yè)出現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)空心化的現(xiàn)象⑥。

國內學者對OFDI產(chǎn)業(yè)升級效應的研究隨著中國對外直接投資的蓬勃發(fā)展而逐漸增多。潘素昆等研究發(fā)現(xiàn)，市場尋求型、資源尋求型和技術尋求型的OFDI均為中國產(chǎn)業(yè)升級的原因⑦。韓玉軍等指出OFDI的逆向技術溢出通過促進行業(yè)技術進步提升母國的產(chǎn)業(yè)結構⑧。李梅等（2012）的研究認為國內OFDI的逆向技術溢出效應顯著，通過推動高附加值產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶動產(chǎn)業(yè)升級；研究同時表明，OFDI的逆向技術溢出效應有明顯的地區(qū)差異，存在吸收能力的門檻特征⑨。賈妮莎等利用馬氏距離匹配法對制造業(yè)微觀層面的研究表明，OFDI提升了高中端技術制造業(yè)增加值份額，推動了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級⑩。劉海云和聶飛的研究表明，制造業(yè)OFDI的不斷擴張會造成行業(yè)資本存量減少和實際利率上升，引發(fā)“離制造業(yè)”問題，該影響對于勞動密集型制造業(yè)和中西部地區(qū)制造業(yè)更為明顯{11}。

現(xiàn)有文獻為本文探究對外直接投資對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響提供了重要的理論基礎，但仍存在以下局限：第一，國內研究大量集中于OFDI對一、二、三次產(chǎn)業(yè)結構的影響，以制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級為對象的實證研究明顯不足。第二，已有研究并未充分考慮OFDI制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級效應的門檻特征。有鑒于此，本文采用2003—2015年各省市的面板數(shù)據(jù)，就OFDI對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響從全國及地區(qū)層面進行判斷，檢驗其門檻特征，并對各地區(qū)如何有效利用OFDI推動制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級給出政策建議。

二、理論分析

對外直接投資根據(jù)投資動機的不同，可以分為市場尋求型、技術尋求型、資源尋求性和效率尋求型?？偨Y現(xiàn)有研究成果，并結合四種投資類型，本文將OFDI影響制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的作用機制概括為以下四個方面：

其一，轉移國內過剩產(chǎn)能。通過OFDI將部分傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)或邊際產(chǎn)業(yè)的過剩產(chǎn)能向海外更低階梯的國家（或地區(qū)）轉移，釋放關鍵生產(chǎn)要素支持新興產(chǎn)業(yè)和高技術產(chǎn)業(yè)，促進資源的更優(yōu)配置，推動制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。日本的實踐證明OFDI是其制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的重要原因，20世紀60年代至70年代，日本相繼將紡織、食品等勞動密集型產(chǎn)業(yè)和部分高能耗、重污染的資本密集型行業(yè)轉移至海外，國內集中發(fā)展微電子、新材料和新能源等高技術行業(yè)。

其二，獲取逆向技術溢出。技術尋求型OFDI通過投資于擁有先進技術水平的國家或地區(qū)，通過研發(fā)資源共享、跨國并購、人員流動等渠道，獲得逆向技術溢出，企業(yè)技術水平提升，產(chǎn)業(yè)內競爭效應又將帶動行業(yè)的技術研發(fā)與創(chuàng)新，進而實現(xiàn)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。相較于外商直接投資 “被動”地接受技術溢出，對外直接投資由于對投資區(qū)域和行業(yè)選擇的主動性，能更為有效地吸收核心技術。

其三，緩解關鍵資源制約。資源短缺，尤其是關鍵性資源的約束，是各國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的共性問題。能源供應易受市場或非市場因素的影響，價格波動無法避免，資源大量依賴進口無法保證持續(xù)穩(wěn)定的供應。通過投資境外資源豐裕的國家，獲取資源開采權和運用跨國公司內部價格轉移等方式為制造業(yè)保障資源供給，可以降低使用成本，從而助力產(chǎn)業(yè)升級。宋勇超的研究證明，中國資源尋求性OFDI取得了顯著成效，彌補了資源缺口{12}。

其四，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應。產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應是指某一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展通過產(chǎn)業(yè)間的前后向關聯(lián)帶動其他產(chǎn)業(yè)部門的同步發(fā)展。對外直接投資的產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應主要由下游產(chǎn)業(yè)的OFDI所引致，尤其是生產(chǎn)鏈條較長的產(chǎn)業(yè)，由于下游產(chǎn)業(yè)位于產(chǎn)業(yè)鏈末端，輻射效應較強，更能拉動整個產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展。企業(yè)海外投資會增加母國與其相配套的生產(chǎn)設備、零部件等中間產(chǎn)品的出口，中間產(chǎn)品需求的擴大有利于國內高技術產(chǎn)業(yè)和新興產(chǎn)業(yè)的成長，將促進制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級{13}。

三、模型設定與數(shù)據(jù)說明

1. 模型設定

本文的研究重點在于對外直接投資對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響，由于制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級還受到包括外商直接投資、進出口貿易、人力資本、技術創(chuàng)新、居民消費水平、金融市場化水平等因素的影響，本文引入以上變量作為控制變量，構建模型（a）如下：

mhit=α+βofdiit+λ1fdiit+λ2openit+λ3patit+λ4humit+λ5finit+λ6Incons+μi+vt+εit （a）

其中i表示不同截面地區(qū)，t表示第t年，μi為不同地區(qū)的個體固定效應，vt為時間固定效應，ε是隨機誤差項。

2. 數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文選擇的樣本為2003—2015年全國30個省（市），西藏因數(shù)據(jù)不全未包括在樣本中。中國各區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展有明顯的不均衡性，為檢驗OFDI的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級效應可能存在的地區(qū)差異，本文將樣本地區(qū)劃分為東部和中西部兩大區(qū)域，其中東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東，其余省（市）納入中西部地區(qū)。本文數(shù)據(jù)均以2003年為基期。

（1）被解釋變量。產(chǎn)業(yè)升級的目標是實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構的高度化，是產(chǎn)業(yè)由低技術水平向高技術水平，由低附加值形態(tài)向高附加值形態(tài)的演進{14}。制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)升級即表現(xiàn)為高附加值制造業(yè)比重的不斷增長，目標為實現(xiàn)制造業(yè)結構高度化。李賢珠在OECD按技術密集度對制造業(yè)進行分類的基礎上，將中高技術和高技術產(chǎn)業(yè)合并，由此，制造業(yè)被分為低端、中端和高端制造業(yè)三類{15}。中國絕大部分省份的中端、高端制造業(yè)產(chǎn)值遠超低端制造業(yè)，因而制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的關鍵是提高高端制造業(yè)的比例。文中以高端制造業(yè)和中端制造業(yè)的產(chǎn)值之比（記為mh）來衡量制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構高度化水平的變化。計算的數(shù)據(jù)來源為各年《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。

圖1 2003—2015年中國對外直接投資和

制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級散點圖

（2）核心解釋變量。對外直接投資（ofdi），以當年對外直接投資流量占固定資產(chǎn)投資的比重表示，數(shù)據(jù)來源為各年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。圖1為使用stata14作出的2003—2015年中國對外直接投資流量占比與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的散點圖及線性擬合圖。由圖1可見，隨著OFDI流量占固定資產(chǎn)投資比重的增加，高、中端制造業(yè)產(chǎn)值之比逐漸提升，兩者呈正相關關系。

（3）控制變量。外商直接投資（fdi），以當年實際利用外商直接投資額占固定資產(chǎn)投資的比重表示；對外開放（open），以進出口總額占GDP的比重表示；技術創(chuàng)新（pat），選取千人擁有專利授權數(shù)量度量；人力資本（hum），采用受教育年限法，參照詹新宇（2012）的計算方法，小學、初中、高中、大專及以上教育年限依次按6年、9年、12年和16年計，再分別乘以各教育水平就業(yè)人口的比重，加總之和即為人力資本水平{16}；金融市場化水平（fin），根據(jù)余官勝等的研究方法，使用金融機構貸款余額和國有企業(yè)總負債的比值來衡量，該比值越大，說明在國有企業(yè)總負債規(guī)模一定的情況下，金融機構為非國有企業(yè)提供貸款的能力越強，金融配置的市場化水平越高{17}；居民消費水平（cons），以居民消費水平按CPI折算后的自然對數(shù)來表示。以上數(shù)據(jù)來源為各年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》、《中國財政年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。各變量的說明和描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計

四、實證結果與分析

回歸分析前，首先對數(shù)據(jù)進行了共線性檢驗，各解釋變量的方差膨脹因子（VIF）數(shù)值在1.05—4.73之間，遠小于10的臨界值，表明變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。本文以stata14作為計量分析工具，采用面板數(shù)據(jù)分析方法，包括面板固定效應估計法和兩階段最小二乘法，以及面板門檻回歸分析。

1. 全樣本檢驗

表2中的模型（1）為全樣本固定效應估計結果，模型（2）為兩階段最小二乘法估計結果，以各解釋變量的滯后一期值作為工具變量?；貧w結果顯示，ofdi的系數(shù)為正，且在1%的水平下顯著，證明對外直接投資使中國高端制造業(yè)與中端制造業(yè)產(chǎn)值的比重增加，即OFDI促進了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。控制變量中，外商直接投資、技術創(chuàng)新、人力資本對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級有顯著的正向影響，證明外商直接投資通過技術溢出、資本供給等效應仍能推動國內制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級，提升人力資本水平和技術創(chuàng)新能力是制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的關鍵。對外開放、金融市場化和居民消費水平的系數(shù)均不顯著。關于對外開放，從數(shù)量上看，中國的進出口總額占GDP的比重自2008年全球金融危機以來出現(xiàn)了較大幅度的下降，從結構上看，對外貿易中仍存在大量的加工貿易，這些因素制約了進出口貿易對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的作用。國內居民消費水平雖不斷提升，消費能力明顯增強，但并未推動制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。可能的原因在于作為轉型經(jīng)濟體，中國尚處于“庫茲涅茨倒U型”曲線的拐點之前，收入差距的問題影響了支持高技術產(chǎn)業(yè)和新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的較大群體的需求市場的發(fā)育{18}。金融市場化方面，原因主要在于國內以銀行為主導的金融體系下，國有企業(yè)獲得貸款更容易，但生產(chǎn)效率卻相對低下銀行信貸對大多數(shù)處于高技術和新興產(chǎn)業(yè)中的民營企業(yè)的支持不足，因而對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的作用不明顯。

為保證估計結果的穩(wěn)定性，文中進行了兩方面的穩(wěn)健性檢驗：一是替換解釋變量。將外商直接投資的代理變量替換為外資企業(yè)的就業(yè)比例，以三資企業(yè)就業(yè)占城鎮(zhèn)就業(yè)的比重表示（empfdi）。同時，將居民消費水平的代理指標替換為人均GDP，以其自然對數(shù)值表示（lngdp）。表2的模型（3）和（4）分別為變量替換后固定效應和兩階段最小二乘法估計結果。結果顯示，ofdi的系數(shù)值均顯著為正，其他控制變量的回歸結果除系數(shù)值和顯著性外，與原回歸結果并無太大差異。二是動態(tài)面板模型。制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的調整具有一定的連續(xù)性，當期的產(chǎn)業(yè)升級可能會受上期的影響。基于這種可能性的存在，將被解釋變量的一階滯后項引入模型，采用系統(tǒng)GMM的方法以減輕因加入滯后項而使模型產(chǎn)生的內生性問題，并選取解釋變量的一階滯后項為工具變量。模型（5）的結果中，從AR（1）和AR（2）的P值可以判定，隨機擾動項存在一階自相關，不存在二階自相關，Hansen J檢驗則表明工具變量的選擇是有效的。ofdi的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，其他控制變量的系數(shù)值也無實質性變化。以上檢驗的結果顯示本文的實證結果是穩(wěn)健可靠的，對外直接投資對中國的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級有顯著的推動作用。

2. 分地區(qū)檢驗

表3的模型（6）和（7）為東部地區(qū)的固定效應和兩階段最小二乘法的估計結果，模型（8）和（9）則分別為中西部地區(qū)的兩種檢驗結果。結果顯示，對外直接投資的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級效應存在明顯的區(qū)域差異，東部地區(qū)ofdi的系數(shù)顯著為正，中西部地區(qū)ofdi的系數(shù)則不顯著。這表明，OFDI對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的提升作用在經(jīng)濟較為發(fā)達的東部地區(qū)更明顯。究其原因，一方面與東部地區(qū)對外直接投資規(guī)模較大有關，2003年的OFDI流量占全國比重為91.6%，之后持續(xù)下降，2012年降至75.42%，2014年開始緩慢上升，2015年占比為81.32%；另一方面與東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平較好、技術創(chuàng)新能力較強等有重要關聯(lián)。因此，下文通過建立門檻面板模型考察經(jīng)濟發(fā)展水平等因素對OFDI的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級效應的影響。

表3 分地區(qū)檢驗回歸結果

注：***、 **、 *分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著；括號中的數(shù)值表示標準誤。

3. 門檻檢驗

（1）門檻面板模型的設定。上述研究表明，OFDI對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響在兩大區(qū)域的差異較大，這與國內各地區(qū)的研發(fā)強度、人力資本、技術差距等的不均衡性有關。相關研究表明，對外直接投資的逆向技術溢出隨國內吸收能力的改變而呈非線性的走勢，而逆向技術溢出是OFDI提升制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構的重要傳導途徑之一，因此，OFDI對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響很可能也表現(xiàn)為非線性趨勢，存在著“門檻效應”。借鑒已有研究成果，本文選取人力資本、技術創(chuàng)新和經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量并建立如下模型進行實證檢驗。

mhit=α+β1ofdiit·I（padit≤r1）+β2ofdiit·I（padit>r1）+…+βn+1ofdiit·I（padit≤rn）+λ1fdiit+λ2openit+λ3patit+λ4humit+λ5finit+λ6Incons+μi+νt+εit （b）

mhit=α+β1ofdiit·I（humit≤r1）+β2ofdiit·I（humit>r1）+…+βn+1ofdiit·I（humit≤rn）+λ1fdiit+λ2openit+λ3patit+λ4humit+λ5finit+λ6Incons+μi+νt+εit （c）

mhit=α+β1ofdiit·I（Ingdpit≤r1）+β2ofdiit·I（Ingdpit>r1）+…+βn+1ofdiit·I（Ingdpit≤rn）+λ1fdiit+λ2openit+λ3patit+λ4humit+λ5finit+λ6Incons+μi+νt+εit （d）

（b）、（c）、（d）式分別設定技術創(chuàng)新、人力資本、經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量。其中，經(jīng)濟發(fā)展水平以地區(qū)的人均GDP表示，按GDP平減指數(shù)折算后取自然對數(shù)。I（·）為指標函數(shù)，當括號內條件滿足時，I=1，否則，I=0。

（2）門檻效應檢驗估計結果與分析。門檻效應檢驗需解決的關鍵問題包括估計門檻值及其系數(shù)，并對門檻效應進行顯著性檢驗。關于門檻的個數(shù)，依據(jù)原假設分別進行單一門檻、雙重門檻和三重門檻的檢驗。表4顯示的是以技術創(chuàng)新、人力資本、經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量的門檻顯著性檢驗、門檻估計值和置信區(qū)間。

從表4的結果來看，以技術創(chuàng)新、人力資本和經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量的模型均僅存在一個門檻值，當pat、hum和lngdp的數(shù)值分別高于2.5100、11.8316和1.2824時，OFDI將顯著促進制造業(yè)產(chǎn)業(yè)的升級。門檻檢驗證明，當這些指標跨越最低門檻值時，OFDI的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級效應才會明顯。首先，技術創(chuàng)新方面，國內企業(yè)技術水平較低時，技術學習的空間雖較大，但因自身能力未達到一定的水平而無法通過對外投資促進高端制造業(yè)發(fā)展。隨著技術創(chuàng)新水平的提高，與發(fā)達國家的技術差距逐漸縮小，國內企業(yè)技術吸收能力的提升使OFDI的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級效應得以發(fā)揮。其次，從人力資本水平看，地區(qū)人力資本水平是制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的重要影響因素，作為技術進步的載體，通過“干中學”和知識溢出促進技術創(chuàng)新。較高層次的人力資本水平有助于國內企業(yè)在吸取海外投資的知識溢出后實現(xiàn)自主創(chuàng)新，加快制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。最后，在經(jīng)濟發(fā)展水平方面，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，經(jīng)濟實力和技術水平等也較強，可以更加主動地選擇海外投資的地區(qū)與產(chǎn)業(yè)，從發(fā)達國家吸取高附加值技術的能力更強；另外，通過OFDI從發(fā)達國家或地區(qū)引進的先進消費理念和消費模式，更易被經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)消化，為制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級提供有利的需求支撐。表5中數(shù)據(jù)分布表明，2014—2015年跨越各門檻變量的省份以東部地區(qū)為主，廣大中西部地區(qū)因人力資本、技術創(chuàng)新和經(jīng)濟發(fā)展水平未達到一定高度，OFDI的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級效應不明顯。

表5 門檻值、參數(shù)估計值及2014—2015年數(shù)據(jù)分布

五、結論與建議

本文選取2003—2015的省級面板數(shù)據(jù)，就OFDI對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響進行了研究，得出如下結論：在樣本數(shù)據(jù)期內，全樣本檢驗的結果表明對外直接投資對中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級有積極的促進作用，分地區(qū)檢驗的結果則表現(xiàn)出了明顯的區(qū)域差異，促進作用在東部地區(qū)最為顯著，中西部地區(qū)則并不明顯。在此基礎上，本文利用門檻回歸模型進一步檢驗了該效應的門檻特征，檢驗結果證明，只有當各地區(qū)的技術創(chuàng)新、人力資本和經(jīng)濟發(fā)展水平跨越一定的門檻值時，OFDI的增加才會顯著促進制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。據(jù)此，本文提出如下建議：

第一，各地區(qū)應結合各自經(jīng)濟發(fā)展狀況，實行差異化政策，在經(jīng)濟發(fā)展較好的地區(qū)，需積極加大對外直接投資的力度，充分發(fā)揮OFDI對制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的推動作用；在大多數(shù)中部和西部地區(qū)，更應注重人力資本水平、技術創(chuàng)新能力的提升，提高地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，使其位于門檻值之上，為有效發(fā)揮OFDI的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級效應創(chuàng)造良好的宏觀環(huán)境。

第二，在對外直接投資的行業(yè)選擇上，繼續(xù)加大制造業(yè)中以實現(xiàn)轉移過剩產(chǎn)能為目標的對外投資，但應注意轉移產(chǎn)能的步伐不宜過大過快，以避免發(fā)生產(chǎn)業(yè)空心化問題；鼓勵采礦業(yè)等資源尋求型對外投資，以獲取制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級所需的關鍵資源，政府要為資源類投資提供更多東道國信息，加強雙邊投資機制建設，降低企業(yè)投資的風險與成本；不斷增加包括科研和技術服務業(yè)、信息傳輸、軟件服務業(yè)等在內的技術尋求型對外直接投資，通過逆向技術溢出促進技術進步和制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級。

第三，在對外直接投資的區(qū)位選擇上，各地區(qū)應充分利用“一帶一路”倡議的契機，擴大對東南亞、中亞和西亞地區(qū)的對外直接投資，除能夠直接獲取豐富的自然資源外，還能通過產(chǎn)能合作實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)“走出去”，包括紡織服裝、家電等傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)和鋼鐵、電解鋁等富余產(chǎn)能優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)；加強對資源豐裕的非洲和拉美地區(qū)的投資，并利用非洲地區(qū)勞動力的低成本優(yōu)勢，使其成為國內制造業(yè)產(chǎn)能轉移的重要區(qū)域；擴大對歐美發(fā)達國家和地區(qū)的投資規(guī)模，并以高科技產(chǎn)業(yè)為重點投資領域，提高制造業(yè)的技術創(chuàng)新能力和管理水平，推動產(chǎn)業(yè)升級。

注釋：

① J. Cantwell， P. E. Tolentino， Technological Accumulation and Third World Multinationals， International Investment and Business Studies， 1990， p.139.

② Ozawa Terutomo， Foreign Direct Investment and Economic Development， World Investment Report， 1992， 1（2）， pp.27-54.

③ John A. Mathews. Dragon.， Multinationals： New Players in 21st Century Globalization， Asia Pacific Manage，2006， 23（3）， pp.5-27.

④ M. Hiley， The Dynamics of Changing Comparative Advantage in the Asia-Pacific Region， Journal of the Asia Pacific Economy， 1999， 4（3）， pp.446-467.

⑤ E. Stefano， M. Iaria， P. Lucia， The Impact of Outward FDI on the Home Countrys Labor Demand and Skill Composition， International Business Review， 2009， （18）， pp.357-372.

⑥ K. Cowling， P. R. Tomlinson， The Problem of Regional “Hollowing-out” in Japan： Lessons for Regional Industrial Policy， Warwick Economics Research Paper， 2002.

⑦ 潘素昆、袁然：《不同投資動機OFDI促進產(chǎn)業(yè)升級的理論與實證研究》，《經(jīng)濟學家》2014年第9期。

⑧ 韓玉軍、王麗：《中國OFDI逆向技術溢出效應的影響因素研究——基于國別面板數(shù)據(jù)的非線性門檻技術回歸》，《經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理》2015年第6期。

⑨ 李梅、柳士昌：《對外直接投資逆向技術溢出的地區(qū)差異和門檻效應——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的門檻回歸分析》，《管理世界》2012年第1期。

⑩ 賈妮莎、申晨：《中國對外直接投資的制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級效應研究》，《國際貿易問題》2016年第8期。

{11} 劉海云、聶飛：《中國制造業(yè)對外直接投資的空心化效應研究》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》2015年第4期。

{12} 宋勇超：《中國對外直接投資目的效果檢驗——以資源尋求型OFDI為視角》，《經(jīng)濟問題探索》2013年第8期。

{13} 陳俊聰、黃繁華：《對外直接投資與貿易結構優(yōu)化》，《國際貿易問題》2014年第3期。

{14} 綦良群、李興杰：《區(qū)域裝備制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構升級機理及影響因素研究》，《中國軟科學》2011年第5期。

{15} 參見李賢珠：《中韓產(chǎn)業(yè)結構高度化的比較分析——以兩國制造業(yè)為例》，《世界經(jīng)濟研究》2010年第10期。高端制造業(yè)包括通用、專業(yè)設備制造，交通運輸設備、電氣機械器材制造，化學原料與制品制造、化學纖維制造，醫(yī)藥制造，計算機、通信及其他電子設備制造，儀器儀表制造行業(yè)；中端制造業(yè)包括金屬、橡膠、塑料、非金屬礦物制品，石油加工煉焦等，黑色金屬、有色金屬冶煉及壓延加工制造業(yè)；低端制造業(yè)包括農(nóng)副食品加工，食品、酒、飲料、煙草制造，紡織、紡織服裝、鞋帽、皮革等制造，木材加工、家具等制造，造紙、印刷業(yè)、文教體育用品制造，其他制造業(yè)。

{16} 詹新宇：《市場化、人力資本與經(jīng)濟增長效應——來自中國省際面板數(shù)據(jù)的證據(jù)》，《中國軟科學》2012年第8期。

{17} 余官勝、袁東陽：《金融發(fā)展是我國企業(yè)對外直接投資的助推器還是絆腳石——基于量和質維度的實證研究》，《國際貿易問題》2014年第8期。

{18} 隋月紅、趙振華：《我國OFDI對貿易結構影響的機理與實證——兼論我國OFDI動機的拓展》，《財貿經(jīng)濟》2012年第4期。

作者簡介：朱瑋瑋，東南大學經(jīng)濟管理學院博士研究生，江蘇南京，211189。

（責任編輯 陳孝兵）