白雪潔，于慶瑞

(1.南開大學(xué)經(jīng)濟與社會發(fā)展研究院，天津 300071；2.南開大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，天津 300071)

一、問題的提出

工業(yè)化被認(rèn)為是一國經(jīng)濟增長的引擎，也是發(fā)展中國家實現(xiàn)趕超的重要手段。改革開放以來，中國通過推行工業(yè)化實現(xiàn)經(jīng)濟快速增長，創(chuàng)造了 “中國奇跡”。最近十余年，中國制造業(yè)在自身轉(zhuǎn)型升級的同時，疊加勞動力成本上升、房地產(chǎn)和虛擬經(jīng)濟的擠出等不利因素的挑戰(zhàn)，而越南、馬來西亞和菲律賓等近鄰國家則憑借勞動力成本優(yōu)勢快速實行工業(yè)化。在國內(nèi)不利因素與國外工業(yè)化的雙重擠壓下，中國已步入 “去工業(yè)化”的時代[1][2]。縱觀全球工業(yè)化的歷程，發(fā)達(dá)國家19世紀(jì)開始進(jìn)入工業(yè)化，20世紀(jì) “去工業(yè)化”，“去工業(yè)化”發(fā)生時人均收入超過9500美元[3]。這些國家的 “去工業(yè)化”主要表現(xiàn)在制造業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比重下降，制造業(yè)增加值占GDP的比重雖有下降、但幅度較小，表明勞動生產(chǎn)率大幅提高，此類 “去工業(yè)化”是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)自然演進(jìn)的結(jié)果。20世紀(jì)90年代末期，拉美、東南亞和非洲的部分國家和地區(qū)人均收入遠(yuǎn)低于9500美元就開始 “去工業(yè)化”，而以勞動密集型為主的制造業(yè)遭遇轉(zhuǎn)型失敗，發(fā)生 “去工業(yè)化”后即落入 “中等收入陷阱”。反觀中國，2018年的最新數(shù)據(jù)顯示人均可支配收入是2.8萬元(約為4200美元)，遠(yuǎn)低于9500美元這一成功邁過 “去工業(yè)化”門檻的經(jīng)濟體當(dāng)時的水平。更為嚴(yán)峻的現(xiàn)實是，中國的制造業(yè)勞動生產(chǎn)率在2015年還僅為世界平均水平的40%，此時發(fā)生 “去工業(yè)化”的基礎(chǔ)條件較為脆弱，對經(jīng)濟的長期穩(wěn)定高質(zhì)量發(fā)展可能產(chǎn)生負(fù)面影響，這也是中國當(dāng)前大力支持實體經(jīng)濟發(fā)展的緣由之一。

近年來，中國對外直接投資(OFDI)規(guī)模增長迅猛。2002～2017年間，中國OFDI流量從27億美元增長到1582.9億美元(增長57.63倍)，在全球的排位從第26位升至第3位(2015和2016年均為第2位)；OFDI存量從299.0億美元增長到18090.4億美元(增長59.20倍)，全球位次從第25位升至第2位。當(dāng)前，隨著中國 “一帶一路”倡議的深入推進(jìn)，日漸增多的國家成為 “一帶一路”的合作伙伴，這些合作伙伴多數(shù)為發(fā)展中國家和欠發(fā)達(dá)國家，其工業(yè)基礎(chǔ)薄弱、工業(yè)化需求旺盛，為中國制造業(yè)企業(yè) “走出去”提供了廣闊的空間，對優(yōu)化制造業(yè)結(jié)構(gòu)和實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級具有重要的現(xiàn)實意義。但投資海外策略也存在本國企業(yè)將生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到海外而造成過早 “去工業(yè)化”和 “產(chǎn)業(yè)空心化”的風(fēng)險。由此可見，研究我國OFDI與 “去工業(yè)化”之間的關(guān)系及其影響機制，對面臨轉(zhuǎn)型升級壓力和增強實體經(jīng)濟活力的中國經(jīng)濟具有重大而現(xiàn)實的意義。

關(guān)于OFDI對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的影響，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為OFDI對母國產(chǎn)業(yè)升級具有促進(jìn)作用。Vernon(1966)研究英美等發(fā)達(dá)國家的國際投資問題時提出，發(fā)達(dá)國家會將勞動密集型制造業(yè)轉(zhuǎn)移到勞動力成本低的欠發(fā)達(dá)國家，促進(jìn)母國制造業(yè)轉(zhuǎn)向資本密集型產(chǎn)業(yè)，從而實現(xiàn)制造業(yè)內(nèi)部升級[4]。多數(shù)國內(nèi)學(xué)者的研究也得出類似的結(jié)論。趙偉和江東(2010)運用2003～2007年沿海10個省市數(shù)據(jù)，實證分析OFDI對產(chǎn)業(yè)升級的影響，結(jié)果表明OFDI對沿海省市的產(chǎn)業(yè)升級具有促進(jìn)作用[5]。張林(2014)利用中國省級面板數(shù)據(jù)，證實OFDI能促進(jìn)中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化和合理化[6]。潘素昆和袁然(2014)研究中國OFDI與產(chǎn)業(yè)升級之間的關(guān)系后發(fā)現(xiàn)，不同投資動機的OFDI均對產(chǎn)業(yè)升級之間存在正向效應(yīng)，但作用較小[7]。趙云鵬和葉嬌(2018)的研究也表明促進(jìn)各省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，但具有滯后效應(yīng)。然而，也有學(xué)者對OFDI促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的觀點持相反意見[8]。胡立君等(2013)通過對日本的產(chǎn)業(yè)空心化問題的研究發(fā)現(xiàn)，日本龍頭企業(yè)集群式遷移到海外，一方面帶動產(chǎn)業(yè)鏈上的中小企業(yè)外遷，另一方面導(dǎo)致大量前期積累的產(chǎn)業(yè)資本流到海外，從而造成 “產(chǎn)業(yè)空心化”[9]。劉海云和聶飛(2015)認(rèn)為OFDI通過投資的 “空心效應(yīng)”和 “虹吸效應(yīng)”導(dǎo)致中國出現(xiàn)“離制造業(yè)化” 問題[10]。

落實到OFDI與 “去工業(yè)化”之間關(guān)系的研究，多數(shù)持OFDI不利于母國工業(yè)化的觀點。Alderson(1997)對1968～1990年17個OECD國家OFDI與工業(yè)化之間的關(guān)系研究后得出，伴隨資本外逃行為，OFDI經(jīng)由前后關(guān)聯(lián)效應(yīng)和財富陷阱效應(yīng)導(dǎo)致 “去工業(yè)化”[11]。隨后，Alderson(1999)將樣本量擴大到1968～1992年18個OECD國家，仍得出OFDI導(dǎo)致發(fā)達(dá)國家 “去工業(yè)化”的結(jié)論[12]。Cowling and Tomlinson(2001)認(rèn)為對外投資策略抑制日本制造業(yè)發(fā)展，日本國內(nèi)制造業(yè)投資、就業(yè)和產(chǎn)出規(guī)模大幅下降，產(chǎn)生制造業(yè) “離本土化”問題[13]。Kang和Lee(2011)運用動態(tài)GMM方法，實證支持了這一結(jié)論，認(rèn)為OFDI對工業(yè)化的影響具有直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。直接效應(yīng)是指OFDI直接影響母國制造業(yè)產(chǎn)出，間接效應(yīng)是指OFDI提高制造業(yè)生產(chǎn)率，引起制造業(yè)就業(yè) “去工業(yè)化”問題[14]。

當(dāng)前的研究很少會選擇發(fā)展中國家作為對象，這與 “去工業(yè)化”在很長一段時間內(nèi)被視為只有發(fā)達(dá)國家才出現(xiàn)結(jié)構(gòu)變遷的現(xiàn)象有關(guān)。國內(nèi)對OFDI的研究雖涉及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級問題，但大多忽略 “去工業(yè)化”這一促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的路徑?；谝陨喜蛔?，本文嘗試從以下兩方面予以改進(jìn)：第一，考慮到中國地區(qū)差異的特殊性和自2003年起才公布國家層面的OFDI數(shù)據(jù)(時間較短)，我們從省級層面研究OFDI對中國工業(yè)化的影響，如此可將地區(qū)異質(zhì)性更好地納入分析框架中，且省級面板數(shù)據(jù)比時間序列數(shù)據(jù)的分析結(jié)果更準(zhǔn)確；第二，運用一元多重中介效應(yīng)方法，檢驗OFDI對中國 “去工業(yè)化”的影響機制，打開過程 “黑箱”。

二、理論分析與模型設(shè)定

(一)理論分析

近幾年，隨著中國發(fā)起的 “一帶一路”倡議深化推進(jìn)，中國對外合作項目日漸增多，境外投資規(guī)模不斷擴大。特別是受到企業(yè)貸款難、勞動力成本上升、國內(nèi)制造品市場競爭加劇和技術(shù)瓶頸等困擾的中國制造業(yè)企業(yè)，其利潤空間持續(xù)遭到擠壓。企業(yè)投資的邊際收益遞減引起投資不足，使國內(nèi)資金相對盈余，盈余資金一部分流入金融和房地產(chǎn)等虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域，另一部分則以境外投資形式逃離本土而流向海外。從企業(yè)角度看，企業(yè)向海外投資的目的主要有兩個：一是降低成本；二是獲取市場一體化收益。東南亞、西亞和非洲等地區(qū)的勞動力成本低、自然資源豐富，國內(nèi)部分企業(yè)投資這些地區(qū)以應(yīng)對國內(nèi)的成本上升，而且這些地區(qū)的企業(yè)平均技術(shù)水平與中國企業(yè)存在較大差距，它與改革開放初期國內(nèi)企業(yè)與美歐、日本等國家企業(yè)的差距極其相似，中國企業(yè)在這些國家或地區(qū)的直接投資易產(chǎn)生技術(shù)和管理外溢效應(yīng)，進(jìn)而提高當(dāng)?shù)仄髽I(yè)整體的競爭力水平。在獲取市場一體化收益上，一方面，OFDI可在一定程度上避免貿(mào)易戰(zhàn)給企業(yè)帶來的損害；另一方面，境外投資更便于開發(fā)新的市場需求，轉(zhuǎn)移部分國內(nèi)過剩產(chǎn)能，促進(jìn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

1.OFDI對中國 “去工業(yè)化”的影響與機制分析。針對OFDI如何導(dǎo)致中國 “去工業(yè)化”問題，本文認(rèn)為可通過以下幾點加以分析。首先，OFDI的自我選擇效應(yīng)。Helpman et.al(2004)認(rèn)為生產(chǎn)率最高的企業(yè)選擇到境外投資，生產(chǎn)率次之的企業(yè)選擇出口，生產(chǎn)率最低的企業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)品服務(wù)于本國消費者[15]。按照這一觀點，生產(chǎn)率最高的企業(yè)向境外投資，可能導(dǎo)致國內(nèi)制造業(yè)的生產(chǎn)率和產(chǎn)出水平下降，從而導(dǎo)致 “去工業(yè)化”。其次，OFDI的前后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)。中國對外直接投資統(tǒng)計公報顯示，制造業(yè)對外直接投資流量占全行業(yè)的比例高于制造業(yè)并購占全行業(yè)的比例，說明中國當(dāng)前的OFDI在國內(nèi)已引致投資逃離制造業(yè)的傾向。從生產(chǎn)的前后向關(guān)系看，如果跨國公司采用垂直型OFDI向境外投資，其使用的前向或后向的中間品來自母國，可能促進(jìn)母國的工業(yè)化水平[16]。倘若使用的中間品與母國無關(guān)或采用水平型OFDI對外投資，便意味著向海外投資的部分與母國脫離，出現(xiàn) “制造業(yè)逃離”現(xiàn)象，導(dǎo)致母國 “去工業(yè)化”。最后，財富陷阱效應(yīng)。企業(yè)對外投資的目的是獲取利潤，當(dāng)國外的獲利水平高于國內(nèi)時便自動轉(zhuǎn)化為國內(nèi)收入。國內(nèi)收入水平的提高可能帶來對國內(nèi)服務(wù)業(yè)需求的增長，減少對制造業(yè)產(chǎn)品的需求[17]。此外，收入水平的提高將增加對最終產(chǎn)品進(jìn)口的需求，促使本幣升值、抑制出口，導(dǎo)致制造業(yè)部門收益惡化，進(jìn)而發(fā)生 “去工業(yè)化”[12]?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲅芯考僬f1：OFDI可能加快中國 “去工業(yè)化”的進(jìn)程。

2.OFDI對中國 “去工業(yè)化”的影響渠道分析。OFDI對制造業(yè)的空心效應(yīng)可能導(dǎo)致投資和就業(yè)的 “離制造業(yè)化”。首先，OFDI引起制造業(yè)投資減少，資本投入的下降通過循環(huán)累積最終導(dǎo)致產(chǎn)出減少，即發(fā)生 “去工業(yè)化”。OFDI的推進(jìn)在客觀上造成對母國制造業(yè)投資的抽離，無論制造業(yè)企業(yè)直接轉(zhuǎn)移投資和生產(chǎn)還是社會資本投向制造業(yè)的比例下降，都可能導(dǎo)致母國制造業(yè)資金供應(yīng)的縮減，這是OFDI對制造業(yè)投資的直接 “擠出效應(yīng)”。此外，OFDI也間接擠出制造業(yè)投資。劉海云和聶飛(2015)認(rèn)為OFDI造成 “錢荒”而引起制造業(yè)實際利率上升，使本來就捉襟見肘的制造業(yè)融資規(guī)模雪上加霜，國內(nèi)企業(yè)依賴低成本要素投入的生產(chǎn)模式難以為繼[10]。因為從企業(yè)的視角看，OFDI影響跨國公司在國內(nèi)與國外投資的判斷及國內(nèi)企業(yè)的投資決策[12]。其次，Alderson(1999)認(rèn)為OFDI不僅直接引起制造業(yè)就業(yè) “去工業(yè)化”，而且通過財富陷阱效應(yīng)導(dǎo)致制造業(yè)就業(yè) “去工業(yè)化”[12]，就業(yè)的 “去工業(yè)化”引起產(chǎn)出的 “去工業(yè)化”[17]，從而陷入一種連鎖反應(yīng)之中。

OFDI引致服務(wù)業(yè)對制造業(yè)投資的 “虹吸效應(yīng)”，加速國內(nèi)市場資金配置的 “脫實向虛”，從而出現(xiàn) “去工業(yè)化”。實施OFDI的制造業(yè)企業(yè)在對外直接投資地的利潤往往高于母國制造業(yè)企業(yè)的利潤，提高了此類企業(yè)對國內(nèi)投資回報率的預(yù)期。而近年來中國金融和房地產(chǎn)等行業(yè)的平均利潤率明顯高于制造業(yè)行業(yè)的平均利潤率水平，這加劇了母國制造業(yè)投資轉(zhuǎn)移到金融和房地產(chǎn)等服務(wù)業(yè)部門，通過投資的 “脫實向虛”以獲取更多的利潤[12]。投資的 “脫實向虛”導(dǎo)致制造業(yè)部門資本積累不足[10]，不僅抑制制造業(yè)部門的規(guī)模，發(fā)生 “去工業(yè)化”，更可能因為投入不足，難以從根本上發(fā)揮研發(fā)和創(chuàng)新對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的支撐作用。基于上述分析，本文提出研究假說2：OFDI通過“空心效應(yīng)”和 “虹吸效應(yīng)”引起 “去工業(yè)化”。

(二)實證模型設(shè)定

Rowthorn和Ramaswamy(1999)構(gòu)建計量模型研究貿(mào)易對 “去工業(yè)化”的影響[17]，本文借鑒該思路檢驗假設(shè)1，并設(shè)定如下的基本計量模型：

其中，ivait為工業(yè)產(chǎn)出并以工業(yè)增加值比重衡量，xit為核心變量OFDI，i、t分別代表省份(直轄市或自治區(qū))和年份，α1、αj≥2分別為OFDI的系數(shù)和控制變量zit(包括人均GDP的對數(shù)、人均GDP對數(shù)的平方項、出口、進(jìn)口和FDI)的系數(shù)，c為常數(shù)項，μi、υt分別為個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，ξit為隨機擾動項。鑒于2008年金融危機的影響，本文沒有逐年考慮時間效應(yīng)，取而代之的是2003～2007年和2009～2015年的時期效應(yīng)?！叭スI(yè)化”是一個長期的過程，相比于時間效應(yīng)而言，時期效應(yīng)更能反映這種長期性。因此，參照Rodrik(2016)的做法，本文控制了時期效應(yīng)[18]。

基于前文的理論探討可知，OFDI通過 “空心效應(yīng)”和 “虹吸效應(yīng)”影響工業(yè)化水平，本文選取制造業(yè)投資、房地產(chǎn)投資和制造業(yè)就業(yè)作為中介變量，運用一元并行多重中介效應(yīng)模型，實證檢驗 “空心效應(yīng)”和 “虹吸效應(yīng)”的適用性。近年來，一元并行多重中介模型在經(jīng)濟研究中的使用日漸增多。一元并行多重中介模型是指只有一個自變量和一個因變量，有多個中介變量在自變量與因變量之間起作用[19]。這里，一元并行多重中介模型研究制造業(yè)投資、房地產(chǎn)投資和制造業(yè)就業(yè)同時作為中介變量在OFDI與工業(yè)化之間起作用的表現(xiàn)形式(如圖1所示)。一元并行多重中介效應(yīng)模型的檢驗方程如下：

其中，stainv為房地產(chǎn)投資，采用房地產(chǎn)投資占 GDP的比重表示，以反映投資的“脫實向虛”；lnmanuemp為制造業(yè)就業(yè)，采用制造業(yè)就業(yè)占比的對數(shù)表示①考慮到多個省份的制造業(yè)就業(yè)數(shù)據(jù)缺失，此處的制造業(yè)就業(yè)占比采用《中國城市統(tǒng)計年鑒》中的數(shù)據(jù)計算而得。；manuinv為制造業(yè)投資，采用制造業(yè)投資占GDP的比重表示；X為控制變量，包括出口占比、進(jìn)口占比、FDI占比、人均GDP的對數(shù)和人均GDP對數(shù)的平方項。式(2)為OFDI對工業(yè)化的總效應(yīng)，β01＜0說明OFDI造成“去工業(yè)化”；式(3)為OFDI對房地產(chǎn)投資的影響，β11＜0表明OFDI擠出了房地產(chǎn)投資；式(4)為OFDI對制造業(yè)就業(yè)的影響，β21＜0說明OFDI造成制造業(yè)就業(yè)“去工業(yè)化”；式(5)為OFDI對制造業(yè)投資的影響，β31＜0表明OFDI擠出了制造業(yè)投資；式(6)的β41為OFDI對工業(yè)化的直接效應(yīng)，β41＜0表明OFDI導(dǎo)致 “去工業(yè)化”。

圖1 中介模型

(三)數(shù)據(jù)說明

本文重點關(guān)注OFDI對中國 “去工業(yè)化”的影響，數(shù)據(jù)主要來自中經(jīng)網(wǎng)、《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》及wind數(shù)據(jù)庫。OFDI的數(shù)據(jù)來自商務(wù)部公布的 《中國對外直接投資統(tǒng)計公報(2004～2016)》，該指標(biāo)決定本文選取2003年作為起始年，因變量工業(yè)增加值的最新數(shù)據(jù)截至2015年，因此我們采用2003～2015年的省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。

1.被解釋變量——工業(yè)增加值占比的對數(shù)(lniva)。工業(yè)化水平一般采用制造業(yè)產(chǎn)出和制造業(yè)就業(yè)水平表示，但中國官方的統(tǒng)計數(shù)據(jù)并沒有公布各省份的制造業(yè)增加值。Rasiah(2011)在研究馬來西亞的 “去工業(yè)化”問題時，采用工業(yè)增加值占比衡量工業(yè)化水平[20]。參照此做法，本文以工業(yè)增加值占比對數(shù)作為工業(yè)化水平的代理變量。工業(yè)增加值占比對數(shù)增加，則表示工業(yè)化的深化過程；如果該數(shù)值持續(xù)下降，則表示 “去工業(yè)化”正在發(fā)生。與以往的研究不同，本文嘗試將就業(yè)作為中介變量，因此沒有把產(chǎn)出和就業(yè)并行作為工業(yè)化水平的代理變量①表5的列(3)報告了以制造業(yè)就業(yè)作為工業(yè)化水平代理變量的估計結(jié)果。。

2.核心解釋變量——OFDI。OFDI采用非金融類對外投資占GDP的比重表示。非金融類投資是指境內(nèi)投資者向境外非金融企業(yè)開展的直接投資，它屬于實業(yè)投資。在統(tǒng)計口徑上，非金融類投資主要是指非金融類企業(yè)的股權(quán)投資，但不包含債券投資。在監(jiān)管方面，非金融類對外投資主要由商務(wù)部主管，而金融類對外投資由外匯管理局實施監(jiān)管。本文將 《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》公布的OFDI按當(dāng)年匯率折算成人民幣后再計算其占GDP的比重。

3.控制變量。參照Rowthorn和Ramaswamy(1999)的做法，本文控制各省份的人均GDP(lnpgdp)和人均GDP對數(shù)的平方項(lnpgdp2)、出口(exp)、進(jìn)口(imp)和FDI等變量。其中，出口、進(jìn)口和FDI均按當(dāng)年匯率折算成人民幣后再計算其占GDP的比值。

表1 變量的描述性統(tǒng)計分析(N=380)

三、計量結(jié)果及分析

(一)基準(zhǔn)回歸

本文基于式(1)實證考察OFDI對工業(yè)化的影響，固定效應(yīng)估計的結(jié)果報告于表2。表2的列(1)為僅考慮核心解釋變量OFDI的簡單檢驗，估計系數(shù)為-6.519，在1%的置信水平下顯著，表明OFDI占GDP的比重每增加1個百分點，將引起工業(yè)化水平下降6.519%。列(2)～(5)報告了依次增加人均GDP及其平方項、FDI、出口和進(jìn)口等控制變量的估計結(jié)果。逐漸增加控制變量后，OFDI的系數(shù)逐漸變小，但均在1%的置信水平下顯著為負(fù)?？梢?，增加控制變量后，進(jìn)一步證實了本文估計結(jié)果的穩(wěn)健性。列(6)為控制省份效應(yīng)和時期效應(yīng)的固定效應(yīng)估計，發(fā)現(xiàn)固定效應(yīng)估計的OFDI系數(shù)雖然大小改變，但均為負(fù)且在1%的置信水平下高度顯著，說明控制省份效應(yīng)和時期效應(yīng)并沒有改變本文的結(jié)論，即OFDI與工業(yè)化水平之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系?？梢姡琌FDI確實能導(dǎo)致中國的 “去工業(yè)化”，這與Alderson(1999)的研究結(jié)論是一致的[12]。對比各列的系數(shù)來看，OFDI的系數(shù)均大于同列企業(yè)變量的系數(shù)，因而OFDI是本文研究的 “去工業(yè)化”因素中最重要的一個。

表2 基準(zhǔn)回歸(N=380)

列(2)～(6)報告了FDI的系數(shù)在不同的置信水平下顯著為正，說明FDI能促進(jìn)中國的工業(yè)化。中國依托低廉勞動力成本、稅收優(yōu)惠和基礎(chǔ)設(shè)施投入吸引了大量的跨國企業(yè)到華投資，這些企業(yè)提高了中國的技術(shù)水平，促使中國走上技術(shù)引進(jìn)型的工業(yè)化發(fā)展道路。人均GDP對數(shù)均在1%的置信水平下顯著為正，而人均GDP對數(shù)的平方項均在1%的置信水平下顯著為負(fù)，表明我國的收入與工業(yè)化水平之間存在倒U型關(guān)系，即收入增加時，工業(yè)增加值占GDP的比重就提高。但隨著收入的持續(xù)提高并達(dá)到一定水平后，工業(yè)增加值占比隨之而下降，這印證了Rodrik(2016)的結(jié)論[18]。在不考慮時期效應(yīng)的情況下，出口的系數(shù)均在5%的置信水平下顯著，說明出口促進(jìn)中國的工業(yè)化發(fā)展，這與主流的觀點一致。進(jìn)口對中國工業(yè)化的影響并不顯著，可能的原因是中國對最終產(chǎn)品的進(jìn)口減少了對中國制造業(yè)產(chǎn)品的需求，降低制造業(yè)產(chǎn)品產(chǎn)出，但對中間品的進(jìn)口能促進(jìn)工業(yè)化，這兩種作用相互抵消，導(dǎo)致進(jìn)口對工業(yè)化的影響不顯著。

考慮時間效應(yīng)的估計結(jié)果顯示，2003～2007年的時期效應(yīng)系數(shù)為-0.015，在統(tǒng)計上不顯著；2009～2015年的時期效應(yīng)系數(shù)為-0.040，在10%的置信水平下顯著，說明國際金融危機以后，中國的 “去工業(yè)化”已成趨勢。中國制造業(yè)企業(yè)的勞動力成本上升、外需市場萎縮及制造業(yè)融資難等愈發(fā)嚴(yán)重，加之房地產(chǎn)和金融等虛擬經(jīng)濟部門的迅猛擴張，導(dǎo)致資金配置方面的 “脫實向虛”愈演愈烈，從而加快了中國 “去工業(yè)化”的進(jìn)程。

(二)分地區(qū)考察

本文將樣本分為東部和中西部地區(qū)，分別檢驗OFDI對中國工業(yè)化的影響(如表2所示)。表2的列(1)、(2)為東部地區(qū)的估計結(jié)果，列(3)、(4)為中西部地區(qū)的估計結(jié)果，列(1)、(3)分別報告不含控制變量和省份效應(yīng)的簡單檢驗，列(2)、(4)考慮控制變量和省份效應(yīng)的簡單檢驗。從簡單估計及包含控制變量和省份效應(yīng)的回歸結(jié)果來看，東部地區(qū)OFDI與工業(yè)化水平之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系且高度顯著，說明OFDI是導(dǎo)致東部地區(qū) “去工業(yè)化”的因素。對中西部地區(qū)來說，簡單檢驗的結(jié)果顯示，OFDI對工業(yè)化的影響為正，考慮控制變量和省份效應(yīng)后，OFDI對工業(yè)化的影響為負(fù)，但兩個方程中OFDI的系數(shù)在統(tǒng)計上均不顯著。OFDI對東部和中西部地區(qū)工業(yè)化影響的差異可能源自以下兩個方面：(1)東部地區(qū)工業(yè)化水平高于中西部地區(qū)，OFDI對東部地區(qū)制造業(yè)投資的 “空心效應(yīng)”更明顯；(2)東部地區(qū)對外直接投資流量水平遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)，東部地區(qū)非金融類對外直接投資流量占地方投資總流量的80%左右，按照Brady和Denniston(2006)的觀點，在OFDI水平較低時，不會對工業(yè)化產(chǎn)生明顯影響，但增加到一定水平后，因面臨更激烈的國際競爭而發(fā)生 “去工業(yè)化”[21]。

另外，出口對中西部地區(qū)的工業(yè)化水平具有顯著的推進(jìn)作用，但對東部地區(qū)的影響為負(fù)且在10%的置信水平下顯著，即東部地區(qū)出口增加會引起 “去工業(yè)化”。其原因主要在于：當(dāng)某類制造業(yè)產(chǎn)品的出口增加到一定程度時，可能面臨更激烈的國際競爭，這種競爭有時甚至就是國內(nèi)企業(yè)之間的競爭，過度競爭的負(fù)面效應(yīng)一旦顯現(xiàn)，再增加一單位的制造業(yè)產(chǎn)品出口就需付出更多的成本(如融資受阻、開拓市場乃至維系客戶等)。此時，增加出口占用的資源難免擠占了其他非出口的制造業(yè)產(chǎn)品生產(chǎn)，從而造成制造業(yè)產(chǎn)出的下降。

表3 分地區(qū)的檢驗

從時期效應(yīng)看，東部地區(qū)2003～2007年的時期效應(yīng)系數(shù)為-0.005，在統(tǒng)計上不顯著；2009～2015年的時期效應(yīng)系數(shù)為-0.082，且在1%的置信水平下顯著?？梢钥闯?，自國際金融危機以后，東部地區(qū) “去工業(yè)化”的趨勢較為明顯。中西部地區(qū)2003～2007年和2009～2015年的時期效應(yīng)均為負(fù)，但均不顯著。從各省的工業(yè)化發(fā)展現(xiàn)實來看，中西部地區(qū)部分省份正處于工業(yè)化快速推進(jìn)的階段，東部地區(qū)可通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至中西部地區(qū)來延緩中國 “去工業(yè)化”的趨勢。

(三)穩(wěn)健性與內(nèi)生性分析

為確保上述研究結(jié)論的可靠性，本文采取以下五種方法對基準(zhǔn)回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。第一，逐步增加控制變量。本文采用逐步增加控制變量的方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(見表2所示)。第二，替換衡量工業(yè)化的指標(biāo)?；鶞?zhǔn)回歸以工業(yè)增加值占比衡量工業(yè)化水平，現(xiàn)采用就業(yè)替換工業(yè)增加值占比進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(見表4所示)。第三，改變估計方法。本文采用異方差、序列相關(guān)和截面相關(guān)的固定效應(yīng)估計方法對式(1)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。第四，縮短時間窗口。剔除2003和2015年的數(shù)據(jù)后進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。第五，采用平衡面板方法。本文剔除數(shù)據(jù)缺失的省份后獲得平衡面板的數(shù)據(jù)并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果均表明基礎(chǔ)回歸的結(jié)果是穩(wěn)健的。

對于內(nèi)生性問題，本文采用固定效應(yīng)回歸能解決因遺漏變量而產(chǎn)生的內(nèi)生性，但無法解決OFDI與工業(yè)化之間互為因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。針對這一問題，本文將OFDI的滯后一期作為工具變量，檢驗結(jié)果仍支持OFDI導(dǎo)致 “去工業(yè)化”的基本結(jié)論。至此，本文證實了研究假設(shè)1的合理性。

(四)中介效應(yīng)檢驗

本文對一元并行多重中介效應(yīng)模型的檢驗結(jié)果匯報于表4。模型估計的總體中介效應(yīng)為-6.179(-13.834-(-7.655))，運用多元德爾塔方法檢驗其顯著性后求得Z=-3.88，且在1%的置信水平下顯著，說明將制造業(yè)投資、房地產(chǎn)投資和制造業(yè)就業(yè)同時作為中介變量是合適的?？梢姡琌FDI確實通過 “空心效應(yīng)”和 “虹吸效應(yīng)”造成 “去工業(yè)化”，OFDI占比增加通過 “空心效應(yīng)”和 “虹吸效應(yīng)”引起工業(yè)化下降。OFDI對工業(yè)化的直接效應(yīng)為-7.655，且在1%的置信水平下顯著，意味著剔除中介效應(yīng)后，OFDI與工業(yè)化之間仍存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。總體中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為44.66%，即OFDI對工業(yè)化的負(fù)作用中44.66%是通過中介效應(yīng)造成的，表明OFDI對工業(yè)化的影響以直接效應(yīng)為主。

表4 一元并行多重中介效應(yīng)模型的檢驗(N=380)

從個別中介效應(yīng)來看，OFDI通過房地產(chǎn)投資影響工業(yè)化的中介效應(yīng)為-1.401，Z=-2.42，且在5%的置信水平下顯著，意味著OFDI經(jīng)由房地產(chǎn)投資對工業(yè)化具有負(fù)影響。由表5的估計結(jié)果可知，OFDI導(dǎo)致房地產(chǎn)投資增加本質(zhì)上是資金配置方面的 “脫實向虛”，虛擬經(jīng)濟膨脹，服務(wù)業(yè)產(chǎn)出增加，而制造業(yè)投資不足，造成 “去工業(yè)化”?？梢?，OFDI促進(jìn)服務(wù)業(yè)對制造業(yè)產(chǎn)生投資的 “虹吸效應(yīng)”而導(dǎo)致 “去工業(yè)化”的假設(shè)是正確的。OFDI經(jīng)由制造業(yè)就業(yè)的中介效應(yīng)為-2.380，Z=-2.68，且在1%的置信水平下顯著，印證了OFDI導(dǎo)致制造業(yè)就業(yè) “去工業(yè)化”引起“去工業(yè)化”的中介效應(yīng)是存在的。OFDI經(jīng)由制造業(yè)投資的中介效應(yīng)為2.397，Z=-2.56，且在5%的置信水平下顯著。從列(5)報告的結(jié)果來看，OFDI“擠出”制造業(yè)投資，導(dǎo)致 “去工業(yè)化”。由此可判斷，OFDI對制造業(yè)具有 “空心效應(yīng)”，通過導(dǎo)致投資和就業(yè)的 “離制造業(yè)化”而發(fā)生“去工業(yè)化”的假設(shè)是合理的。至此，中介效應(yīng)分析驗證了研究假說2的合理性①限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果并未在正文中予以報告，作者備索。。

四、結(jié) 語

近幾年，隨著中國制造業(yè)企業(yè)的利潤水平受到內(nèi)外雙重擠壓而日趨下降，制造業(yè)投資的邊際收益減少，國內(nèi)資金相對充裕，大量制造業(yè)資本投資海外?；诖?，本文采用2003～2015年省級面板數(shù)據(jù)，實證考察OFDI對中國工業(yè)化的影響。研究結(jié)果表明，OFDI導(dǎo)致中國 “去工業(yè)化”且存在地區(qū)性差異，OFDI對東部地區(qū) “去工業(yè)化”的影響程度更深。引入時期效應(yīng)考察2008年國際金融危機前后中國工業(yè)化的發(fā)展現(xiàn)實，發(fā)現(xiàn)國際金融危機后中國特別是東部地區(qū)的 “去工業(yè)化”問題凸顯出來。構(gòu)建中介效應(yīng)模型檢驗OFDI對工業(yè)化的影響機制，發(fā)現(xiàn)OFDI導(dǎo)致資金配置上的 “脫實向虛”，而制造業(yè)投資不足，加深了 “去工業(yè)化”的進(jìn)程；OFDI帶來制造業(yè)就業(yè)下降，造成產(chǎn)出的 “去工業(yè)化”。

本文的研究結(jié)論具有一定的政策啟示。首先，從中央政府層面加強對制造業(yè) “走出去”的宏觀調(diào)控。近年來，私營企業(yè)對外投資規(guī)模急劇擴張，部分企業(yè)通過高杠桿和資本運作，籌集大量國內(nèi)資金投資于國外非實體經(jīng)濟部門，資本外逃影響了國內(nèi)制造業(yè)投資。因此，需加大對外投資資金來源和流向的把控，明確業(yè)務(wù)方向，規(guī)范對外投資管理。其次，有選擇、有重點地加大FDI引進(jìn)力度。隨著勞動力成本的上升，國內(nèi)出現(xiàn)部分跨國公司外逃現(xiàn)象，各級政府應(yīng)釋放 “制度紅利”和“改革紅利”，優(yōu)化營商環(huán)境，對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)、研發(fā)創(chuàng)新及生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)等領(lǐng)域加大吸引外資的力度。尤其是中西部地區(qū)仍具有一定的制造業(yè)比較成本優(yōu)勢，可吸引跨國公司在中國境內(nèi)進(jìn)行區(qū)域間的轉(zhuǎn)移，減緩其 “走出去”的步伐。最后，以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革糾正要素配置扭曲，特別是資本配置領(lǐng)域的 “脫實向虛”，合法、合理地擠壓虛擬經(jīng)濟部門的虛高利潤，規(guī)范金融行業(yè)和制造業(yè)企業(yè)的資金流向，從根本上遏制 “脫實向虛”走向嚴(yán)重化。