馮德連 王 錦 王若梅

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，安徽 蚌埠 233030；2.河海大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211100)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的深入發(fā)展和中國對外開放的不斷深化，對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment，OFDI)逐漸成為中國制造業(yè)國際化的重要途徑。先進(jìn)制造業(yè)作為國家經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的標(biāo)志，是提升中國綜合競爭力和增強(qiáng)區(qū)域創(chuàng)新能力的基礎(chǔ)。黨的十九大報(bào)告明確提出，要加快建設(shè)制造強(qiáng)國，加快發(fā)展先進(jìn)制造業(yè) 。要實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，不僅需要增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力，而且需要通過OFDI的渠道進(jìn)一步提高先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展水平。長江經(jīng)濟(jì)帶各省市先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展已經(jīng)成為長江經(jīng)濟(jì)帶高質(zhì)量發(fā)展的重要引擎。顯然，長江經(jīng)濟(jì)帶的高質(zhì)量發(fā)展會進(jìn)一步引領(lǐng)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展新機(jī)遇(馮德連 等，2019)。利用OFDI促進(jìn)本地區(qū)先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展已成為長江經(jīng)濟(jì)帶高質(zhì)量發(fā)展的政策選項(xiàng)，那么，對外開放度會對OFDI與先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的關(guān)系產(chǎn)生怎樣的影響？在對外開放度的不同區(qū)間，長江經(jīng)濟(jì)帶各省市又是如何通過OFDI推動先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展、促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的呢？從理論上看，OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展既有促進(jìn)作用又有抑制作用。隨著對外開放度的不同，這兩種力量之間的對比也會發(fā)生變化。根據(jù)發(fā)達(dá)國家的實(shí)踐看，隨著對外開放的深化，制造業(yè)政策由促進(jìn)OFDI轉(zhuǎn)向鼓勵制造業(yè)回流。從中國構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展格局看，在加快形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局下，促進(jìn)先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的OFDI政策需要重新定位。長江經(jīng)濟(jì)帶各省市對外開放度不同，OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的作用也不同，促進(jìn)先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的OFDI政策不能一刀切。長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的影響，取決于對外開放度、研發(fā)投入強(qiáng)度、金融發(fā)展程度、城市化水平、政府財(cái)政支出強(qiáng)度以及外商直接投資水平等多種因素的共同作用?；谏鲜龇治?，本文選取長江經(jīng)濟(jì)帶11個省市2008—2017年的面板數(shù)據(jù)，借鑒Hansen(1999)和Kremer(2013)的研究，分別構(gòu)建靜態(tài)面板門檻模型和動態(tài)面板門檻模型，在對外開放度、技術(shù)開放度、經(jīng)濟(jì)開放度和社會開放度的視角下，考慮研發(fā)投入強(qiáng)度、金融發(fā)展水平、城市化水平、政府財(cái)政支出強(qiáng)度以及外商直接投資強(qiáng)度的影響，從靜態(tài)和動態(tài)兩方面實(shí)證分析長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展影響的對外開放度門檻效應(yīng)，同時提出相關(guān)政策建議。

近年來，學(xué)者圍繞OFDI展開了一系列研究，視角多元、成果豐碩，相關(guān)主題和內(nèi)容大致可歸納為以下三個方面：

一是OFDI的動機(jī)。Kogut et al.(1991)發(fā)現(xiàn)，日本制造業(yè)企業(yè)對美國投資的主要目的在于獲取其先進(jìn)技術(shù)。祁春凌(2013)的研究顯示，中國對發(fā)達(dá)國家OFDI的主要動機(jī)是獲取先進(jìn)技術(shù)。李蕊(2003)以電子行業(yè)和制藥業(yè)為例進(jìn)行的研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)優(yōu)勢是企業(yè)跨國并購的主要動機(jī)。趙偉等(2006)認(rèn)為，民營企業(yè)獲取互補(bǔ)性技術(shù)是跨國并購的最主要動機(jī)。陳菲瓊(2013)將企業(yè)OFDI的動機(jī)劃分為研發(fā)要素吸收、研發(fā)成果轉(zhuǎn)移和研發(fā)人員培養(yǎng)等方面。還有一些研究指出，尋求戰(zhàn)略資源是OFDI的重要動機(jī)(Child et al.，2005；Mathews，2006)?？梢钥闯觯鄶?shù)研究結(jié)論表明，OFDI的目的在于獲取先進(jìn)技術(shù)，而技術(shù)的獲取會對母國先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生重要影響。

二是OFDI與制造業(yè)的關(guān)系。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，學(xué)者對于OFDI與制造業(yè)的關(guān)系看法不一。部分研究表明OFDI有助于促進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展。張誠等(2018)發(fā)現(xiàn)，OFDI顯著促進(jìn)了中國制造業(yè)技術(shù)水平的提高。陽立高等(2019)的研究表明，OFDI能夠促進(jìn)制造業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與轉(zhuǎn)型升級。汪思齊等(2017)的研究顯示，OFDI對中國制造業(yè)生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用。韓亞峰等(2018)發(fā)現(xiàn)，OFDI有助于提升中國高技術(shù)制造業(yè)的技術(shù)水平。羅軍等(2018)的研究顯示，OFDI可以通過技術(shù)進(jìn)步和服務(wù)創(chuàng)新來提升中國制造業(yè)的全球價(jià)值鏈地位。但是，也有一些研究表明OFDI對制造業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用不明顯，甚至還可能產(chǎn)生抑制效果。李洪亞(2019)發(fā)現(xiàn)，OFDI對制造業(yè)企業(yè)盈利能力具有顯著的負(fù)向效應(yīng)。馬淑琴等(2012)的研究顯示，OFDI量上的增加會對中國制造業(yè)產(chǎn)值產(chǎn)生負(fù)向作用，即存在“離制造業(yè)”效應(yīng)。謝光亞等(2018)的研究表明，OFDI對制造業(yè)存在產(chǎn)業(yè)“空心化”效應(yīng)，工業(yè)生產(chǎn)成本的攀升、人力成本的上漲等會不同程度地加劇這種效應(yīng)。

三是對外開放度、OFDI與制造業(yè)發(fā)展的關(guān)系。對外開放度與OFDI和制造業(yè)發(fā)展有著密切的關(guān)系，對外開放度是影響先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的重要因素。Harmse et al.(2005)的研究表明，貿(mào)易自由化顯著地促進(jìn)了南非制造業(yè)技術(shù)的進(jìn)步。耿曄強(qiáng)(2015)的研究顯示，貿(mào)易開放對中國東部、中部、西部地區(qū)的制造業(yè)出口均具有明顯的促進(jìn)作用。謝建國等(2014)發(fā)現(xiàn)，提高對外開放水平能夠促進(jìn)中國TFP的提升。韓玉軍等(2008)的研究表明，工業(yè)發(fā)展水平和貿(mào)易開放程度存在著“門檻效應(yīng)”。歐陽艷艷等(2019)的分析顯示，雙邊貿(mào)易與OFDI正相關(guān)，尤其是中國與發(fā)展中國家進(jìn)行的雙邊貿(mào)易，更能促進(jìn)中國企業(yè)OFDI的發(fā)展。

相比已有文獻(xiàn)，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在三個方面：第一，盡管學(xué)者圍繞OFDI對制造業(yè)發(fā)展的影響展開了較為深入的探討，但是鮮有文獻(xiàn)考察OFDI與先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的關(guān)系，本文從對外開放度的視角研究長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的影響，拓展了相關(guān)研究的內(nèi)容；第二，目前學(xué)術(shù)界關(guān)于OFDI對制造業(yè)發(fā)展的影響觀點(diǎn)仍不一致，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多研究兩者之間的線性關(guān)系，而關(guān)于二者之間非線性關(guān)系的研究尚且不多，本文基于靜態(tài)和動態(tài)門檻模型研究二者之間的非線性關(guān)系，延伸了相關(guān)研究的深度；第三，從研究視角看，本文創(chuàng)新性地將對外開放度作為門檻變量納入模型，并對其技術(shù)開放度、經(jīng)濟(jì)開放度和社會開放度三個維度進(jìn)行了更加深入的研究，得出不同對外開放度外長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的影響，提出相應(yīng)的政策建議，豐富了相關(guān)研究成果。

二、作用機(jī)制

OFDI對先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展既有積極的促進(jìn)作用，也有消極的抑制作用。

一方面，OFDI能夠推動母國先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展，對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展水平的提高具有積極的促進(jìn)作用，具體作用因東道國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同而有差異。流向發(fā)展中國家的OFDI多以轉(zhuǎn)移過剩產(chǎn)能、積累資本為目的。小島清(1987)的研究發(fā)現(xiàn)，轉(zhuǎn)移比較劣勢產(chǎn)業(yè)有助于國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，主要通過兩條途徑來實(shí)現(xiàn)。第一條途徑是釋放生產(chǎn)要素，優(yōu)化資源配置。通過釋放邊際產(chǎn)業(yè)資金、人員、土地等生產(chǎn)要素，促進(jìn)要素流向具備比較優(yōu)勢和高技術(shù)附加值的先進(jìn)制造業(yè)。第二條途徑是獲取投資收益，增加資本積累。通過繞開關(guān)稅和增加海外市場獲取投資利潤，進(jìn)而加強(qiáng)國內(nèi)資本積累，為先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展提供資金支持。周記順等(2020)的研究表明，對發(fā)展中國家的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)進(jìn)行投資，可以更好地了解競爭優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，考察東道國消費(fèi)者需求偏好，在一定程度上有助于本國先進(jìn)制造業(yè)技術(shù)水平的提高。而流向發(fā)達(dá)國家的OFDI多以技術(shù)尋求為目的，模仿學(xué)習(xí)東道國企業(yè)的先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，消化吸收并加以利用，進(jìn)而促進(jìn)母國技術(shù)水平的提高，助推母國先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展。這主要可以通過以下三個方面來實(shí)現(xiàn)：一是分享研究成果，獲取研發(fā)要素。通過與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)和大學(xué)研究機(jī)構(gòu)合作，參與技術(shù)和專利的研發(fā)，分享部分研究成果。二是模仿學(xué)習(xí)，發(fā)揮學(xué)習(xí)效應(yīng)。模仿學(xué)習(xí)產(chǎn)品技術(shù)、管理模式等，通過“干中學(xué)”形成知識資本的積累。三是研發(fā)成果反饋，提高研發(fā)水平。通過向母公司反饋現(xiàn)有技術(shù)、前沿知識等研發(fā)成果，提高研發(fā)水平，加快先進(jìn)制造業(yè)技術(shù)升級。四是加強(qiáng)人才交流，增加人力資本。通過對技術(shù)管理人員的培訓(xùn)或任職等人才互動機(jī)制促進(jìn)先進(jìn)制造業(yè)技術(shù)轉(zhuǎn)移。

另一方面，OFDI會負(fù)面影響母國先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展，對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展水平的提高具有消極的抑制作用，主要表現(xiàn)在以下三個方面：一是導(dǎo)致國內(nèi)生產(chǎn)要素供給不足。OFDI面臨巨額的投資成本和較高的投資風(fēng)險(xiǎn)，海外投資損失會進(jìn)一步導(dǎo)致國內(nèi)資本供給的減少。隨著部分生產(chǎn)的轉(zhuǎn)移，相關(guān)技術(shù)工人學(xué)習(xí)知識和獲取技能的機(jī)會減少，不利于人力資本的積累(楊麗麗 等，2018)。而本國先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展需要投入大量的研發(fā)資本、固定資產(chǎn)、人力資本等生產(chǎn)要素，OFDI會造成國內(nèi)生產(chǎn)要素供給的不足進(jìn)而抑制先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展。二是存在制造業(yè)空心化的影響。制造業(yè)OFDI規(guī)模的過快增長會導(dǎo)致國內(nèi)制造業(yè)資本存量的減少和實(shí)際利率的提高，制造業(yè)資本會流向虛擬經(jīng)濟(jì)(劉海云 等，2015)，OFDI通過對中國國內(nèi)的就業(yè)、投資和產(chǎn)出帶來負(fù)面影響，進(jìn)而在一定程度上造成國內(nèi)“產(chǎn)業(yè)空心化”(劉鵬，2017)，不利于先進(jìn)制造業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。三是抑制自主創(chuàng)新能力的提高。OFDI能夠增強(qiáng)模仿創(chuàng)新能力，但對自主創(chuàng)新和二次創(chuàng)新會產(chǎn)生抑制效應(yīng)，從而抑制整體創(chuàng)新能力的提高(謝鈺敏 等，2014)，自主創(chuàng)新能力的不足會抑制先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展水平的提高。

OFDI對先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展還會受到對外開放水平的影響。對外開放是影響技術(shù)進(jìn)步、研發(fā)創(chuàng)新的重要因素，中國企業(yè)想要通過對外直接投資獲取技術(shù)溢出，增強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新能力，促進(jìn)先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展，必然會受到對外開放水平的影響。對外開放度在一定范圍內(nèi)時，OFDI對母國先進(jìn)制造業(yè)的促進(jìn)作用會大于抑制作用。伴隨著對外開放水平的提高，“走出去”戰(zhàn)略深入實(shí)施，OFDI取得了跨越式發(fā)展，可以通過優(yōu)化資源配置，增加資本積累，提高技術(shù)水平等方式來推動先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展。但是隨著對外開放的不斷推進(jìn)，OFDI的規(guī)模不斷擴(kuò)大，當(dāng)對外開放達(dá)到一定程度時，OFDI對母國先進(jìn)制造業(yè)的抑制作用會大于促進(jìn)作用。這是因?yàn)椋旱谝?，OFDI對國內(nèi)有效投資的擠壓、技術(shù)管理人員的外流與缺乏等，最終會誘發(fā)母國產(chǎn)業(yè)“空心化”(楊麗麗 等，2019)；第二，OFDI會加劇國內(nèi)市場競爭，抑制自主創(chuàng)新和二次創(chuàng)新從而抑制總體創(chuàng)新能力的提高，不利于先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展；第三，隨著對外開放度的逐漸加大，對外投資企業(yè)面臨的競爭不斷增強(qiáng)，OFDI對制造業(yè)的企業(yè)盈利能力產(chǎn)生負(fù)向作用，會在一定程度上抑制先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展。因此，在對外開放度的作用下，OFDI對先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展具有復(fù)雜的非線性特征。隨著對外開放的推進(jìn)，OFDI有助于促進(jìn)先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展，但當(dāng)對外開放達(dá)到一定水平時，會對先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展起到抑制作用。簡言之，OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展可能存在對外開放度的門檻效應(yīng)。

對外開放度影響下OFDI對母國先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的作用機(jī)制如圖1所示。

圖1 在對外開放度的影響下OFDI對母國先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的作用機(jī)制

三、研究設(shè)計(jì)

(一)模型構(gòu)建

根據(jù)上述分析，考慮到對外開放度可能對OFDI與先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展存在門檻效應(yīng)，本文借鑒Hansen(1999)的方法，以對外開放度為門檻變量，構(gòu)建OFDI對長江經(jīng)濟(jì)帶各省市先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的靜態(tài)面板門檻模型：

amdit=μi+β1odiitI(opit≤q)+β2odiitI(opit>q)+φxit+eit

(1)

其中，下標(biāo)i表示省市，t表示年份，解釋變量amdit為先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展水平，核心解釋變量odiit為對外直接投資強(qiáng)度，對外開放度opit是門檻變量，I(*)為指示函數(shù)，q是變量門檻值，Xit為控制變量集合，μi為個體固定效應(yīng)，eit為殘差項(xiàng)。

借鑒Kremer et al.(2013)、李宏兵等(2019)的研究，構(gòu)建動態(tài)面板門檻模型，根據(jù)Bick(2010)的做法，在考慮斜率門檻效應(yīng)的基礎(chǔ)上，同時考慮截距門檻效應(yīng)。以對外開放度為門檻變量，在模型(1)的基礎(chǔ)上加入截距門檻效應(yīng)：

amdit=μi+β1odiitI(opit≤q)+δI(opit≤q)+β2odiitI(opit>q)+φxit+eit

(2)

其中，δ表示當(dāng)opit≤q時對外直接投資強(qiáng)度對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的截距門檻效應(yīng)。為消除模型(2)中的個體固定效應(yīng)，根據(jù)Arellano et al.(1995)提出的前向正交離差變換來消除固定效應(yīng)，有效避免變換后誤差項(xiàng)之間的序列相關(guān)問題。對各變量進(jìn)行前向正交離差變換處理之后的模型為：

(3)

其中，誤差項(xiàng)的前向正交離差變換形式為：

(4)

模型(3)中其他變量的前向正交離差變換形式與誤差項(xiàng)一樣。經(jīng)前向正交離差變換后的誤差項(xiàng)不存在序列相關(guān)，其方差具有單位矩陣的形式：

(5)

在消除固定效應(yīng)之后，可通過式(5)實(shí)現(xiàn)動態(tài)面板門檻模型的回歸，并估計(jì)門檻系數(shù)。從門檻異質(zhì)性角度出發(fā)，再分別以對外開放度的三個子維度即技術(shù)開放度、經(jīng)濟(jì)開放度和社會開放度作為門檻變量，進(jìn)一步分析長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的門檻效應(yīng)。

(二)變量說明與數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展水平amd。參考陳海波等(2018)的研究，用長江經(jīng)濟(jì)帶各省市先進(jìn)制造業(yè)就業(yè)人數(shù)與制造業(yè)就業(yè)人數(shù)的比值來衡量先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展水平。其中，先進(jìn)制造業(yè)及制造業(yè)就業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)來自《中國勞動統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.核心解釋變量

對外直接投資強(qiáng)度odi。借鑒相關(guān)研究(劉煥鵬 等，2015；胡琰欣 等，2018；韓先鋒 等，2018)，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(qiáng)度。該指標(biāo)數(shù)值越大，說明對外直接投資強(qiáng)度越高。其中，對外直接投資存量數(shù)據(jù)來自《中國對外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，長江經(jīng)濟(jì)帶各省市GDP數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.門檻變量

對外開放度op。采用貿(mào)易開放度來衡量對外開放水平過于單一，局限于貿(mào)易和資本的跨境流動上(劉傳哲 等，2020)，具有一定的片面性。因此本文借鑒國家發(fā)展和改革委員會國際合作中心對外開放課題組的研究成果(2018)，采用其提供的對外開放指數(shù)代表對外開放度op。該指數(shù)綜合考慮了影響對外開放的經(jīng)濟(jì)、技術(shù)、社會三大核心因素，包括技術(shù)開放度tp、經(jīng)濟(jì)開放度ep和社會開放度sp三個一級指標(biāo)，從貿(mào)易往來、投資往來和要素流動三個方面測度經(jīng)濟(jì)開放指數(shù)，從知識獲取、創(chuàng)新能力和產(chǎn)業(yè)化水平三個方面測度技術(shù)開放指數(shù)，從人員交往、信息流動和文化交融三個方面測度社會開放指數(shù)，能夠更加系統(tǒng)地反映區(qū)域?qū)ν忾_放的情況。

4.控制變量

(1)研發(fā)投入強(qiáng)度rd。用長江經(jīng)濟(jì)帶各省市歷年研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占GDP比重來表示研發(fā)投入強(qiáng)度。其中，各省市歷年研究與試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出數(shù)據(jù)源自《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(2)金融發(fā)展水平fd。金融發(fā)展水平的提高能夠有效降低高技術(shù)企業(yè)融資成本，為高技術(shù)企業(yè)獲得融資提供重要支撐。用各省份歷年金融機(jī)構(gòu)的貸、存款余額之和占其GDP的比值對金融發(fā)展水平進(jìn)行衡量。其中，各省份歷年金融機(jī)構(gòu)貸、存款余額來自《中國金融年鑒》。

(3)城市化水平cl。用長江經(jīng)濟(jì)帶各省市歷年城鎮(zhèn)人口與其年末常住人口的比值衡量城市化水平。其中，城鎮(zhèn)人口和年末常住人口來源于國家統(tǒng)計(jì)局。

(4)政府財(cái)政支出強(qiáng)度ge。用長江經(jīng)濟(jì)帶各省市歷年地方政府財(cái)政支出與其同期GDP的比值衡量政府財(cái)政支出強(qiáng)度。其中，各省份歷年地方政府財(cái)政支出數(shù)據(jù)來自《中國金融年鑒》。

(5)外商直接投資強(qiáng)度fdi。參考陳恒等(2017)，用長江經(jīng)濟(jì)帶各省市實(shí)際利用外資金額與同期GDP的比值來衡量外商直接投資強(qiáng)度。該指標(biāo)數(shù)值越大，說明該省份外商直接投資強(qiáng)度越高。其中，實(shí)際利用外資金額來自各省歷年統(tǒng)計(jì)年鑒。

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。從中可見，先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展水平amd的均值為0.4182，2008年僅有上海、江蘇、重慶3省市的amd超過了均值，2017年超過均值的省市上升至8個，其中上海、江蘇和重慶的amd超過了0.6，明顯領(lǐng)先其他省市；對外直接投資強(qiáng)度odi的均值為0.0184，2008年所有省市的odi值都低于均值，2017年有6個省市超過均值，其中上海、浙江的odi值超過了0.1，高于其他省市；對外開放度op的最小值為0.0329，最大值為0.5032，存在較大的省際差異，部分省市的對外開放水平有待提升(1)限于篇幅，結(jié)合本文關(guān)注的重點(diǎn)，各省市在不同年份的amd值與odi值未在文中報(bào)告。。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、以對外開放度作為門檻變量的實(shí)證分析

(一)以對外開放度作為門檻變量的靜態(tài)面板門檻回歸

1.以對外開放度作為門檻變量的靜態(tài)門檻值搜索

表2報(bào)告了以對外開放度為門檻變量的靜態(tài)門檻值搜索結(jié)果。通過500次自抽樣檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，對外開放度在1%的顯著性水平下存在著雙重門檻，門檻值分別為0.112和0.440。

表2 以對外開放度作為門檻變量的靜態(tài)門檻值搜索

2.以對外開放度作為靜態(tài)門檻變量的地區(qū)差異分析

根據(jù)上述門檻值搜索的結(jié)果，對2008—2017年長江經(jīng)濟(jì)帶11個省市的對外開放度進(jìn)行歸類，分為三個門檻區(qū)間，具體見表3。不難發(fā)現(xiàn)，2008年，長江經(jīng)濟(jì)帶僅有上海、江蘇、浙江越過第一門檻值，大部分省市并未越過第一門檻值，沒有省市越過第二門檻值；2017年上海越過了第二門檻值，大部分省市介于第一門檻值和第二門檻值之間，貴州仍未越過第一門檻值。長江經(jīng)濟(jì)帶東部地區(qū)的上海對外開放度較高，西部地區(qū)的貴州對外開放度較低，大部分中西部省市的對外開放水平仍有待進(jìn)一步提高。

表3 以對外開放度作為靜態(tài)門檻變量的地區(qū)差異

3.以對外開放度作為門檻變量的靜態(tài)門檻模型回歸分析

通過普通標(biāo)準(zhǔn)誤和穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的固定效應(yīng)模型，以對外開放度作為門檻變量，對長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI與先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展進(jìn)行靜態(tài)門檻模型回歸，相關(guān)結(jié)果見表4。

表4 以對外開放度作為門檻變量的靜態(tài)門檻模型回歸

由表4可知，當(dāng)對外開放度未越過第一門檻值時，對外直接投資強(qiáng)度odi在1%的顯著性水平下通過了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)，且系數(shù)為正，說明長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展起到了積極的正向作用。當(dāng)對外開放度介于第一門檻值和第二門檻值之間時，odi在5%的顯著性水平下通過了檢驗(yàn)，系數(shù)雖仍為正，但系數(shù)值在逐漸減小，說明在對外開放度的調(diào)節(jié)下長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的正向作用逐漸減弱。當(dāng)對外開放度越過第二門檻值時，odi在1%的顯著性水平下通過了檢驗(yàn)，且系數(shù)為負(fù)，說明在對外開放度的調(diào)節(jié)下長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了一定的抑制效應(yīng)，此時已經(jīng)不能夠再依賴OFDI的逆向溢出效應(yīng)來推動先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展。產(chǎn)生這種情況的原因在于：一是OFDI通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)、逆向溢出效應(yīng)等作用機(jī)制有利于本國技術(shù)進(jìn)步，從而有效推動先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展。Buckley et al.(2007)、沙文兵(2012)等也得出相似結(jié)論。二是提高對外開放度，擴(kuò)大對外開放，有利于對外直接投資，更易于引進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，促進(jìn)區(qū)域技術(shù)水平提高，推動先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展。但對外直接投資雖有利于模仿創(chuàng)新，卻不利于自主創(chuàng)新，最終對總體創(chuàng)新能力產(chǎn)生抑制作用。因此，在對外開放度的影響下長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的正向作用逐漸減弱。三是隨著對外開放度的逐漸提高，OFDI對中國的整體創(chuàng)新能力產(chǎn)生了抑制效應(yīng)，這會導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的相對不足，總體上抑制企業(yè)創(chuàng)新效率的提升(李思慧 等，2016)。此外，隨著競爭性的增強(qiáng)，OFDI對制造業(yè)企業(yè)的利潤率具有顯著的負(fù)向影響。在控制變量中，研發(fā)投入強(qiáng)度在10%的顯著性水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為正；城市化水平在5%的水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為正；政府財(cái)政支出強(qiáng)度在5%的水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為負(fù)。

(二)以對外開放度作為門檻變量的動態(tài)面板門檻回歸

1.以對外開放度作為門檻變量的動態(tài)門檻值搜索

選擇對外開放度作為門檻變量，通過動態(tài)面板門檻模型來檢驗(yàn)在對外開放度的影響下長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI可能對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展存在的非線性關(guān)系。表5報(bào)告了以對外開放度作為門檻變量的動態(tài)門檻值搜索結(jié)果。通過500次自抽樣檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，對外開放度在10%的顯著性水平下存在單門檻效應(yīng)，門檻值為0.090。

表5 以對外開放度作為門檻變量的動態(tài)門檻值搜索

2.以對外開放度作為動態(tài)門檻變量的地區(qū)差異分析

為研究長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的對外開放度動態(tài)門檻的地區(qū)差異情況，根據(jù)上述門檻值搜索結(jié)果，對2008—2017年長江經(jīng)濟(jì)帶11個省市的對外開放度進(jìn)行歸類，分為兩個門檻區(qū)間，具體如表6所示。從中可見，2008年安徽、湖南、重慶、貴州、云南未越過門檻值；2017年，除貴州外其他省市均已越過門檻值。長江經(jīng)濟(jì)帶西部地區(qū)的貴州對外開放度有待進(jìn)一步提高。

表6 以對外開放度作為動態(tài)門檻變量的地區(qū)差異分析

3.以對外開放度作為門檻變量的動態(tài)門檻模型回歸分析

本文在運(yùn)用動態(tài)面板門檻模型進(jìn)行回歸時，借鑒Arellano et al.(1995)、Kremer et al.(2013)的方法，選取先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展水平的滯后項(xiàng)作為工具變量。通過廣義矩估計(jì)GMM，以對外開放度作為門檻變量，對長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI與先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展進(jìn)行動態(tài)面板門檻回歸，相關(guān)結(jié)果列于表7。

表7 以對外開放度作為門檻變量的動態(tài)門檻模型回歸

由表7列(1)可知，在僅考慮斜率門檻效應(yīng)的情況下，當(dāng)對外開放度未越過第一門檻值時，odi在5%的顯著性水平下通過了模型檢驗(yàn)，且系數(shù)為正，說明長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展有著積極的正向作用。當(dāng)對外開放度越過第一門檻值時，odi在5%的顯著性水平下通過了模型檢驗(yàn)，但系數(shù)為負(fù)，說明在對外開放度的調(diào)節(jié)下長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了一定的負(fù)向效應(yīng)。這意味著在對外開放度不斷提升的過程中，OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的正向作用會隨著國內(nèi)要素供給的不足、制造業(yè)空心化的加劇、競爭的加劇、自主創(chuàng)新的削弱等而逐漸弱化甚至產(chǎn)生抑制作用。對于控制變量，金融發(fā)展水平在5%的顯著性水平下表現(xiàn)為顯著的正向作用；政府財(cái)政支出強(qiáng)度在1%的顯著性水平下通過了模型檢驗(yàn)，且系數(shù)為負(fù)；外商直接投資強(qiáng)度在10%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，但系數(shù)為負(fù)；先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展水平的滯后一階L.amd在1%的顯著性水平下顯著為正。此外，由列(2)可知，在同時考慮斜率門檻效應(yīng)和截距門檻效應(yīng)的情況下，當(dāng)對外開放度未越過其門檻值時，長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的影響系數(shù)為正，但不顯著。原因是，較低水平的對外開放水平對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的影響總體上是負(fù)向的，表現(xiàn)在截距門檻效應(yīng)為負(fù)，但是并不顯著。當(dāng)對外開放度越過其門檻值時，odi在5%的顯著性水平下通過了模型檢驗(yàn)，系數(shù)為負(fù)，與僅考慮斜率門檻效應(yīng)時的顯著性水平和系數(shù)值大小大致相同，控制變量的分析結(jié)果也基本類似。

五、進(jìn)一步分析

(一)以對外開放度的三個維度作為門檻變量的動態(tài)門檻值搜索

為深入研究對外開放度的影響，選擇對外開放度的三個子維度，即技術(shù)開放度、經(jīng)濟(jì)開放度和社會開放度作為門檻變量，進(jìn)一步檢驗(yàn)在三個子維度的影響下長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI可能對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展存在的非線性關(guān)系。表8是以技術(shù)開放度、經(jīng)濟(jì)開放度和社會開放度作為門檻變量的動態(tài)門檻值搜索結(jié)果。通過500次自抽樣檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)：以經(jīng)濟(jì)開放度作為門檻變量，未通過顯著性檢驗(yàn)，經(jīng)濟(jì)開放度的門檻特征不顯著；技術(shù)開放度在5%的顯著性水平下存在雙門檻，門檻值為0.052和0.381；社會開放度在10%的顯著性水平下存在單門檻，門檻值為0.124。

表8 以對外開放度的各維度作為門檻變量的動態(tài)門檻值搜索

(二)以技術(shù)開放度、社會開放度作為門檻變量的地區(qū)差異分析

以技術(shù)開放度、社會開放度作為門檻變量，進(jìn)一步研究長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的地區(qū)差異情況。根據(jù)表8，將社會開放度劃分為兩個門檻區(qū)間，技術(shù)開放度劃分為三個門檻區(qū)間，具體分析結(jié)果列于表9。從中可見：(1)2008年上海、江蘇、浙江已越過社會開放度門檻值；2017年長江經(jīng)濟(jì)帶各省市均已越過社會開放度門檻值。(2)2008年無省市越過技術(shù)開放度的第二門檻值；2017年僅有上海、江蘇越過第二門檻值，云南仍未越過第一門檻值，技術(shù)開放度的其余省市均介于第一和第二門檻值之間。由此可見，長江經(jīng)濟(jì)帶東部地區(qū)的上海、江蘇技術(shù)開放水平較高，而西部地區(qū)的云南技術(shù)開放度較低，與上海、江蘇相比存在較大的差距。

表9 以技術(shù)開放度、社會開放度作為門檻變量的地區(qū)差異

(三)以技術(shù)開放度、社會開放度作為門檻變量的動態(tài)面板門檻模型回歸分析

考慮到對外開放度各維度的門檻異質(zhì)性，分別以技術(shù)開放度、社會開放度作為門檻變量，通過廣義矩估計(jì)對長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI與先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展進(jìn)行動態(tài)面板門檻模型回歸，結(jié)果見表10。

由表10可知，當(dāng)社會開放度未越過門檻值(0.124)時，odi在5%的顯著性水平下通過了模型檢驗(yàn)，系數(shù)為正，說明長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展具有顯著的正向作用。當(dāng)社會開放度越過門檻值(0.124)時，odi在5%的顯著性水平下通過了模型檢驗(yàn)，系數(shù)為負(fù)，說明長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展具有一定的抑制作用，但這種抑制作用相對較小。當(dāng)技術(shù)開放度未越過第一門檻值(0.052)時，odi在5%的顯著性水平下通過了模型檢驗(yàn)，系數(shù)為正，說明長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展具有顯著的正向作用；當(dāng)技術(shù)開放度介于第一門檻值和第二門檻值之間時，長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展具有一定的抑制作用，但影響較小，且不顯著；當(dāng)技術(shù)開放度越過第二門檻值(0.484)時，odi在1%的顯著性水平下通過了模型檢驗(yàn)，系數(shù)為負(fù)，且相對較大，抑制作用進(jìn)一步加劇。隨著技術(shù)開放度和社會開放度的提高，長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的非線性關(guān)系均呈現(xiàn)出先促進(jìn)后抑制的倒“U”形特征，變化趨勢相似。綜上可知，技術(shù)開放度和社會開放度是影響對外開放質(zhì)量和水平的重要因素，對外開放度在技術(shù)開放度和社會開放度的共同作用下影響著長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展，并隨著對外開放度的作用表現(xiàn)出先促進(jìn)后抑制的倒“U”形特征。

六、結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

基于2008—2017年的省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用靜態(tài)面板門檻模型和動態(tài)面板門檻模型，考慮研發(fā)投入強(qiáng)度、金融發(fā)展水平、城市化水平、政府財(cái)政支出強(qiáng)度以及外商直接投資強(qiáng)度的影響，以對外開放度、技術(shù)開放度和社會開放度為門檻變量，分析長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的門檻效應(yīng)。研究結(jié)論主要包括：

(1)將對外開放度作為門檻變量時，運(yùn)用靜態(tài)面板門檻模型，長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展存在雙門檻效應(yīng)。當(dāng)對外開放度未越過第一門檻值時，OFDI對先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了積極的促進(jìn)作用；當(dāng)對外開放度介于第一門檻值和第二門檻值之間時，OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用逐漸減弱；當(dāng)對外開放度越過第二門檻值時，OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了一定的抑制作用。

(2)對外開放度作為門檻變量時，運(yùn)用動態(tài)面板門檻模型，長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展存在單門檻效應(yīng)。當(dāng)對外開放度未越過門檻值時，OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了積極的促進(jìn)作用；當(dāng)對外開放度越過門檻值時，OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了一定的抑制作用。進(jìn)一步，考慮對外開放度各維度的異質(zhì)性，研究發(fā)現(xiàn)長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展存在社會開放度的單門檻效應(yīng)和技術(shù)開放度的雙門檻效應(yīng)。當(dāng)社會開放度未越過門檻值時，長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展具有顯著的正向作用；當(dāng)社會開放度越過門檻值時，長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展會產(chǎn)生一定的抑制作用。當(dāng)技術(shù)開放度未越過第一門檻值時，長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展具有顯著的正向作用；當(dāng)技術(shù)開放度介于第一門檻值和第二門檻值之間時，長江經(jīng)濟(jì)帶OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展會產(chǎn)生一定的抑制作用；當(dāng)技術(shù)開放度越過第二門檻值時，這種抑制作用進(jìn)一步加劇。

(二)政策建議

根據(jù)實(shí)證研究結(jié)論，對長江經(jīng)濟(jì)帶各省市先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的政策建議如下：

第一，對上海、江蘇的政策建議。2017年上海越過對外開放度靜態(tài)門檻模型的第二門檻值，此時隨著對外開放度的提高，OFDI對先進(jìn)制造業(yè)的作用顯著地由正向轉(zhuǎn)為負(fù)向。2017年上海、江蘇已越過技術(shù)開放度的第二門檻值，此時隨著技術(shù)開放度的進(jìn)一步加大，OFDI會在一定程度上抑制先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展。因此，上海和江蘇在發(fā)展對外直接投資的過程中要更加注重增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力，加大先進(jìn)制造業(yè)研發(fā)投入，強(qiáng)化知識獲取能力，增強(qiáng)科技成果轉(zhuǎn)化能力，注重攻克關(guān)鍵技術(shù)，先進(jìn)制造業(yè)核心競爭力，打造人才高地和國家科學(xué)中心，把創(chuàng)新主動權(quán)、發(fā)展主動權(quán)牢牢掌握在自己手中，充分發(fā)揮好先進(jìn)制造業(yè)的“領(lǐng)頭雁”效應(yīng)。深化跨省市國家級開發(fā)區(qū)合作，推動上海、江蘇與周邊地區(qū)技術(shù)合作向廣度和深度發(fā)展。加快產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移，加強(qiáng)上海、江蘇對周邊地區(qū)的技術(shù)帶動輻射作用，集合科技力量，促進(jìn)集成電路、生物醫(yī)藥、人工智能、通信設(shè)備、新能源汽車等重點(diǎn)領(lǐng)域和關(guān)鍵環(huán)節(jié)的科技創(chuàng)新。

第二，對貴州、云南的政策建議。直到2017年，貴州仍未越過對外開放度動態(tài)門檻效應(yīng)的單門檻值，此時隨著對外開放度的提高OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展具有積極的促進(jìn)作用；云南仍未越過技術(shù)開放度的第一門檻值，此時隨著技術(shù)開放度的提高OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用。因此，貴州應(yīng)積極搭建高水平對外開放平臺，提高自身的貿(mào)易便利化水平，引導(dǎo)本地龍頭先進(jìn)制造業(yè)企業(yè)積極開拓國際市場，提高模仿學(xué)習(xí)能力，促進(jìn)先進(jìn)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平進(jìn)一步提升。云南需進(jìn)一步提高知識創(chuàng)新水平，提升產(chǎn)業(yè)化水平以及技術(shù)開放水平，同時推進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展，完善金融服務(wù)體系建設(shè)，為對外直接投資提供良好條件，促進(jìn)對外直接投資帶動先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展。

第三，對浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重慶和四川的政策建議。隨著對外開放度的提升，這7個省市OFDI對先進(jìn)制造業(yè)發(fā)展的靜態(tài)門檻效應(yīng)表現(xiàn)為正向作用減弱，動態(tài)門檻效應(yīng)表現(xiàn)為抑制作用較小。因此，各省市要根據(jù)對外開放度情況和資源稟賦差異，在先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展上呈現(xiàn)自身的產(chǎn)業(yè)特色，集中力量發(fā)展具有比較優(yōu)勢的先進(jìn)制造業(yè)，充分發(fā)揮OFDI和研發(fā)投入對先進(jìn)制造業(yè)的促進(jìn)作用。同時，這7個省市要在增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力的基礎(chǔ)上以創(chuàng)新驅(qū)動和推進(jìn)開放為動力，加大研發(fā)投入，重視研發(fā)資源共享與研發(fā)成果反饋，通過提高研發(fā)水平，為先進(jìn)制造業(yè)的發(fā)展積累知識資本，獲取研發(fā)創(chuàng)新要素。同時，要進(jìn)一步提升區(qū)域?qū)ν忾_放水平，注重對外直接投資的質(zhì)量，積極開展技術(shù)合作與交流，注重及時消化吸收先進(jìn)技術(shù)，健全人才互動機(jī)制，進(jìn)一步發(fā)展先進(jìn)制造業(yè)。