OFDI是否導致中國 “去工業化”?

白雪潔，于慶瑞

(1.南開大學經濟與社會發展研究院，天津 300071；2.南開大學經濟學院，天津 300071)

一、問題的提出

工業化被認為是一國經濟增長的引擎，也是發展中國家實現趕超的重要手段。改革開放以來，中國通過推行工業化實現經濟快速增長，創造了 “中國奇跡”。最近十余年，中國制造業在自身轉型升級的同時，疊加勞動力成本上升、房地產和虛擬經濟的擠出等不利因素的挑戰，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勢快速實行工業化。在國內不利因素與國外工業化的雙重擠壓下，中國已步入 “去工業化”的時代[1][2]。縱觀全球工業化的歷程，發達國家19世紀開始進入工業化，20世紀 “去工業化”，“去工業化”發生時人均收入超過9500美元[3]。這些國家的 “去工業化”主要表現在制造業就業人數占總就業人數的比重下降，制造業增加值占GDP的比重雖有下降、但幅度較小，表明勞動生產率大幅提高，此類 “去工業化”是產業結構自然演進的結果。20世紀90年代末期，拉美、東南亞和非洲的部分國家和地區人均收入遠低于9500美元就開始 “去工業化”，而以勞動密集型為主的制造業遭遇轉型失敗，發生 “去工業化”后即落入 “中等收入陷阱”。反觀中國，2018年的最新數據顯示人均可支配收入是2.8萬元(約為4200美元)，遠低于9500美元這一成功邁過 “去工業化”門檻的經濟體當時的水平。更為嚴峻的現實是，中國的制造業勞動生產率在2015年還僅為世界平均水平的40%，此時發生 “去工業化”的基礎條件較為脆弱，對經濟的長期穩定高質量發展可能產生負面影響，這也是中國當前大力支持實體經濟發展的緣由之一。

近年來，中國對外直接投資(OFDI)規模增長迅猛。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。當前，隨著中國 “一帶一路”倡議的深入推進，日漸增多的國家成為 “一帶一路”的合作伙伴，這些合作伙伴多數為發展中國家和欠發達國家，其工業基礎薄弱、工業化需求旺盛，為中國制造業企業 “走出去”提供了廣闊的空間，對優化制造業結構和實現產業升級具有重要的現實意義。但投資海外策略也存在本國企業將生產轉移到海外而造成過早 “去工業化”和 “產業空心化”的風險。由此可見，研究我國OFDI與 “去工業化”之間的關系及其影響機制，對面臨轉型升級壓力和增強實體經濟活力的中國經濟具有重大而現實的意義。

關于OFDI對產業結構變動的影響，多數學者認為OFDI對母國產業升級具有促進作用。Vernon(1966)研究英美等發達國家的國際投資問題時提出，發達國家會將勞動密集型制造業轉移到勞動力成本低的欠發達國家，促進母國制造業轉向資本密集型產業，從而實現制造業內部升級[4]。多數國內學者的研究也得出類似的結論。趙偉和江東(2010)運用2003～2007年沿海10個省市數據，實證分析OFDI對產業升級的影響，結果表明OFDI對沿海省市的產業升級具有促進作用[5]。張林(2014)利用中國省級面板數據，證實OFDI能促進中國產業結構的高級化和合理化[6]。潘素昆和袁然(2014)研究中國OFDI與產業升級之間的關系后發現，不同投資動機的OFDI均對產業升級之間存在正向效應，但作用較小[7]。趙云鵬和葉嬌(2018)的研究也表明促進各省的產業結構升級，但具有滯后效應。然而，也有學者對OFDI促進產業結構升級的觀點持相反意見[8]。胡立君等(2013)通過對日本的產業空心化問題的研究發現，日本龍頭企業集群式遷移到海外，一方面帶動產業鏈上的中小企業外遷，另一方面導致大量前期積累的產業資本流到海外，從而造成 “產業空心化”[9]。劉海云和聶飛(2015)認為OFDI通過投資的 “空心效應”和 “虹吸效應”導致中國出現“離制造業化” 問題[10]。

落實到OFDI與 “去工業化”之間關系的研究，多數持OFDI不利于母國工業化的觀點。Alderson(1997)對1968～1990年17個OECD國家OFDI與工業化之間的關系研究后得出，伴隨資本外逃行為，OFDI經由前后關聯效應和財富陷阱效應導致 “去工業化”[11]。隨后，Alderson(1999)將樣本量擴大到1968～1992年18個OECD國家，仍得出OFDI導致發達國家 “去工業化”的結論[12]。Cowling and Tomlinson(2001)認為對外投資策略抑制日本制造業發展，日本國內制造業投資、就業和產出規模大幅下降，產生制造業 “離本土化”問題[13]。Kang和Lee(2011)運用動態GMM方法，實證支持了這一結論，認為OFDI對工業化的影響具有直接效應和間接效應。直接效應是指OFDI直接影響母國制造業產出，間接效應是指OFDI提高制造業生產率，引起制造業就業 “去工業化”問題[14]。

當前的研究很少會選擇發展中國家作為對象，這與 “去工業化”在很長一段時間內被視為只有發達國家才出現結構變遷的現象有關。國內對OFDI的研究雖涉及產業結構升級問題，但大多忽略 “去工業化”這一促進產業結構升級的路徑。基于以上不足，本文嘗試從以下兩方面予以改進：第一，考慮到中國地區差異的特殊性和自2003年起才公布國家層面的OFDI數據(時間較短)，我們從省級層面研究OFDI對中國工業化的影響，如此可將地區異質性更好地納入分析框架中，且省級面板數據比時間序列數據的分析結果更準確；第二，運用一元多重中介效應方法，檢驗OFDI對中國 “去工業化”的影響機制，打開過程 “黑箱”。

二、理論分析與模型設定

(一)理論分析

近幾年，隨著中國發起的 “一帶一路”倡議深化推進，中國對外合作項目日漸增多，境外投資規模不斷擴大。特別是受到企業貸款難、勞動力成本上升、國內制造品市場競爭加劇和技術瓶頸等困擾的中國制造業企業，其利潤空間持續遭到擠壓。企業投資的邊際收益遞減引起投資不足，使國內資金相對盈余，盈余資金一部分流入金融和房地產等虛擬經濟領域，另一部分則以境外投資形式逃離本土而流向海外。從企業角度看，企業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、西亞和非洲等地區的勞動力成本低、自然資源豐富，國內部分企業投資這些地區以應對國內的成本上升，而且這些地區的企業平均技術水平與中國企業存在較大差距，它與改革開放初期國內企業與美歐、日本等國家企業的差距極其相似，中國企業在這些國家或地區的直接投資易產生技術和管理外溢效應，進而提高當地企業整體的競爭力水平。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易戰給企業帶來的損害；另一方面，境外投資更便于開發新的市場需求，轉移部分國內過剩產能，促進國內產業結構升級。

1.OFDI對中國 “去工業化”的影響與機制分析。針對OFDI如何導致中國 “去工業化”問題，本文認為可通過以下幾點加以分析。首先，OFDI的自我選擇效應。Helpman et.al(2004)認為生產率最高的企業選擇到境外投資，生產率次之的企業選擇出口，生產率最低的企業生產產品服務于本國消費者[15]。按照這一觀點，生產率最高的企業向境外投資，可能導致國內制造業的生產率和產出水平下降，從而導致 “去工業化”。其次，OFDI的前后向關聯效應。中國對外直接投資統計公報顯示，制造業對外直接投資流量占全行業的比例高于制造業并購占全行業的比例，說明中國當前的OFDI在國內已引致投資逃離制造業的傾向。從生產的前后向關系看，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，可能促進母國的工業化水平[16]。倘若使用的中間品與母國無關或采用水平型OFDI對外投資，便意味著向海外投資的部分與母國脫離，出現 “制造業逃離”現象，導致母國 “去工業化”。最后，財富陷阱效應。企業對外投資的目的是獲取利潤，當國外的獲利水平高于國內時便自動轉化為國內收入。國內收入水平的提高可能帶來對國內服務業需求的增長，減少對制造業產品的需求[17]。此外，收入水平的提高將增加對最終產品進口的需求，促使本幣升值、抑制出口，導致制造業部門收益惡化，進而發生 “去工業化”[12]。基于上述分析，本文提出研究假說1：OFDI可能加快中國 “去工業化”的進程。

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

OFDI引致服務業對制造業投資的 “虹吸效應”，加速國內市場資金配置的 “脫實向虛”，從而出現 “去工業化”。實施OFDI的制造業企業在對外直接投資地的利潤往往高于母國制造業企業的利潤，提高了此類企業對國內投資回報率的預期。而近年來中國金融和房地產等行業的平均利潤率明顯高于制造業行業的平均利潤率水平，這加劇了母國制造業投資轉移到金融和房地產等服務業部門，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”導致制造業部門資本積累不足[10]，不僅抑制制造業部門的規模，發生 “去工業化”，更可能因為投入不足，難以從根本上發揮研發和創新對制造業轉型升級的支撐作用。基于上述分析，本文提出研究假說2：OFDI通過“空心效應”和 “虹吸效應”引起 “去工業化”。

(二)實證模型設定

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

其中，ivait為工業產出并以工業增加值比重衡量，xit為核心變量OFDI，i、t分別代表省份(直轄市或自治區)和年份，α1、αj≥2分別為OFDI的系數和控制變量zit(包括人均GDP的對數、人均GDP對數的平方項、出口、進口和FDI)的系數，c為常數項，μi、υt分別為個體效應和時間效應，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，取而代之的是2003～2007年和2009～2015年的時期效應。“去工業化”是一個長期的過程，相比于時間效應而言，時期效應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[18]。

基于前文的理論探討可知，OFDI通過 “空心效應”和 “虹吸效應”影響工業化水平，本文選取制造業投資、房地產投資和制造業就業作為中介變量，運用一元并行多重中介效應模型，實證檢驗 “空心效應”和 “虹吸效應”的適用性。近年來，一元并行多重中介模型在經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投資、房地產投資和制造業就業同時作為中介變量在OFDI與工業化之間起作用的表現形式(如圖1所示)。一元并行多重中介效應模型的檢驗方程如下：

其中，stainv為房地產投資，采用房地產投資占 GDP的比重表示，以反映投資的“脫實向虛”；lnmanuemp為制造業就業，采用制造業就業占比的對數表示①考慮到多個省份的制造業就業數據缺失，此處的制造業就業占比采用《中國城市統計年鑒》中的數據計算而得。；manuinv為制造業投資，采用制造業投資占GDP的比重表示；X為控制變量，包括出口占比、進口占比、FDI占比、人均GDP的對數和人均GDP對數的平方項。式(2)為OFDI對工業化的總效應，β01＜0說明OFDI造成“去工業化”；式(3)為OFDI對房地產投資的影響，β11＜0表明OFDI擠出了房地產投資；式(4)為OFDI對制造業就業的影響，β21＜0說明OFDI造成制造業就業“去工業化”；式(5)為OFDI對制造業投資的影響，β31＜0表明OFDI擠出了制造業投資；式(6)的β41為OFDI對工業化的直接效應，β41＜0表明OFDI導致 “去工業化”。

圖1 中介模型

(三)數據說明

本文重點關注OFDI對中國 “去工業化”的影響，數據主要來自中經網、《中國貿易外經統計年鑒》《中國對外直接投資統計公報》及wind數據庫。OFDI的數據來自商務部公布的 《中國對外直接投資統計公報(2004～2016)》，該指標決定本文選取2003年作為起始年，因變量工業增加值的最新數據截至2015年，因此我們采用2003～2015年的省級面板數據進行實證分析。

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

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投資者向境外非金融企業開展的直接投資，它屬于實業投資。在統計口徑上，非金融類投資主要是指非金融類企業的股權投資，但不包含債券投資。在監管方面，非金融類對外投資主要由商務部主管，而金融類對外投資由外匯管理局實施監管。本文將 《中國對外直接投資統計公報》公布的OFDI按當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對數的平方項(lnpgdp2)、出口(exp)、進口(imp)和FDI等變量。其中，出口、進口和FDI均按當年匯率折算成人民幣后再計算其占GDP的比值。

表1 變量的描述性統計分析(N=380)

三、計量結果及分析

(一)基準回歸

本文基于式(1)實證考察OFDI對工業化的影響，固定效應估計的結果報告于表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、出口和進口等控制變量的估計結果。逐漸增加控制變量后，OFDI的系數逐漸變小，但均在1%的置信水平下顯著為負。可見，增加控制變量后，進一步證實了本文估計結果的穩健性。列(6)為控制省份效應和時期效應的固定效應估計，發現固定效應估計的OFDI系數雖然大小改變，但均為負且在1%的置信水平下高度顯著，說明控制省份效應和時期效應并沒有改變本文的結論，即OFDI與工業化水平之間存在顯著的負相關關系。可見，OFDI確實能導致中國的 “去工業化”，這與Alderson(1999)的研究結論是一致的[12]。對比各列的系數來看，OFDI的系數均大于同列企業變量的系數，因而OFDI是本文研究的 “去工業化”因素中最重要的一個。

表2 基準回歸(N=380)

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

考慮時間效應的估計結果顯示，2003～2007年的時期效應系數為-0.015，在統計上不顯著；2009～2015年的時期效應系數為-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 “去工業化”已成趨勢。中國制造業企業的勞動力成本上升、外需市場萎縮及制造業融資難等愈發嚴重，加之房地產和金融等虛擬經濟部門的迅猛擴張，導致資金配置方面的 “脫實向虛”愈演愈烈，從而加快了中國 “去工業化”的進程。

(二)分地區考察

本文將樣本分為東部和中西部地區，分別檢驗OFDI對中國工業化的影響(如表2所示)。表2的列(1)、(2)為東部地區的估計結果，列(3)、(4)為中西部地區的估計結果，列(1)、(3)分別報告不含控制變量和省份效應的簡單檢驗，列(2)、(4)考慮控制變量和省份效應的簡單檢驗。從簡單估計及包含控制變量和省份效應的回歸結果來看，東部地區OFDI與工業化水平之間存在負相關關系且高度顯著，說明OFDI是導致東部地區 “去工業化”的因素。對中西部地區來說，簡單檢驗的結果顯示，OFDI對工業化的影響為正，考慮控制變量和省份效應后，OFDI對工業化的影響為負，但兩個方程中OFDI的系數在統計上均不顯著。OFDI對東部和中西部地區工業化影響的差異可能源自以下兩個方面：(1)東部地區工業化水平高于中西部地區，OFDI對東部地區制造業投資的 “空心效應”更明顯；(2)東部地區對外直接投資流量水平遠高于中西部地區，東部地區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，不會對工業化產生明顯影響，但增加到一定水平后，因面臨更激烈的國際競爭而發生 “去工業化”[21]。

另外，出口對中西部地區的工業化水平具有顯著的推進作用，但對東部地區的影響為負且在10%的置信水平下顯著，即東部地區出口增加會引起 “去工業化”。其原因主要在于：當某類制造業產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企業之間的競爭，過度競爭的負面效應一旦顯現，再增加一單位的制造業產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產品生產，從而造成制造業產出的下降。

表3 分地區的檢驗

從時期效應看，東部地區2003～2007年的時期效應系數為-0.005，在統計上不顯著；2009～2015年的時期效應系數為-0.082，且在1%的置信水平下顯著。可以看出，自國際金融危機以后，東部地區 “去工業化”的趨勢較為明顯。中西部地區2003～2007年和2009～2015年的時期效應均為負，但均不顯著。從各省的工業化發展現實來看，中西部地區部分省份正處于工業化快速推進的階段，東部地區可通過產業轉移至中西部地區來延緩中國 “去工業化”的趨勢。

(三)穩健性與內生性分析

為確保上述研究結論的可靠性，本文采取以下五種方法對基準回歸進行穩健性檢驗。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行穩健性檢驗(見表2所示)。第二，替換衡量工業化的指標。基準回歸以工業增加值占比衡量工業化水平，現采用就業替換工業增加值占比進行穩健性檢驗(見表4所示)。第三，改變估計方法。本文采用異方差、序列相關和截面相關的固定效應估計方法對式(1)進行穩健性檢驗。第四，縮短時間窗口。剔除2003和2015年的數據后進行穩健性檢驗。第五，采用平衡面板方法。本文剔除數據缺失的省份后獲得平衡面板的數據并進行穩健性檢驗。穩健性檢驗的結果均表明基礎回歸的結果是穩健的。

對于內生性問題，本文采用固定效應回歸能解決因遺漏變量而產生的內生性，但無法解決OFDI與工業化之間互為因果產生的內生性問題。針對這一問題，本文將OFDI的滯后一期作為工具變量，檢驗結果仍支持OFDI導致 “去工業化”的基本結論。至此，本文證實了研究假設1的合理性。

(四)中介效應檢驗

本文對一元并行多重中介效應模型的檢驗結果匯報于表4。模型估計的總體中介效應為-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，說明將制造業投資、房地產投資和制造業就業同時作為中介變量是合適的。可見，OFDI確實通過 “空心效應”和 “虹吸效應”造成 “去工業化”，OFDI占比增加通過 “空心效應”和 “虹吸效應”引起工業化下降。OFDI對工業化的直接效應為-7.655，且在1%的置信水平下顯著，意味著剔除中介效應后，OFDI與工業化之間仍存在顯著的負相關關系。總體中介效應占總效應的比例為44.66%，即OFDI對工業化的負作用中44.66%是通過中介效應造成的，表明OFDI對工業化的影響以直接效應為主。

表4 一元并行多重中介效應模型的檢驗(N=380)

從個別中介效應來看，OFDI通過房地產投資影響工業化的中介效應為-1.401，Z=-2.42，且在5%的置信水平下顯著，意味著OFDI經由房地產投資對工業化具有負影響。由表5的估計結果可知，OFDI導致房地產投資增加本質上是資金配置方面的 “脫實向虛”，虛擬經濟膨脹，服務業產出增加，而制造業投資不足，造成 “去工業化”。可見，OFDI促進服務業對制造業產生投資的 “虹吸效應”而導致 “去工業化”的假設是正確的。OFDI經由制造業就業的中介效應為-2.380，Z=-2.68，且在1%的置信水平下顯著，印證了OFDI導致制造業就業 “去工業化”引起“去工業化”的中介效應是存在的。OFDI經由制造業投資的中介效應為2.397，Z=-2.56，且在5%的置信水平下顯著。從列(5)報告的結果來看，OFDI“擠出”制造業投資，導致 “去工業化”。由此可判斷，OFDI對制造業具有 “空心效應”，通過導致投資和就業的 “離制造業化”而發生“去工業化”的假設是合理的。至此，中介效應分析驗證了研究假說2的合理性①限于篇幅，穩健性檢驗結果并未在正文中予以報告，作者備索。。

四、結 語

近幾年，隨著中國制造業企業的利潤水平受到內外雙重擠壓而日趨下降，制造業投資的邊際收益減少，國內資金相對充裕，大量制造業資本投資海外。基于此，本文采用2003～2015年省級面板數據，實證考察OFDI對中國工業化的影響。研究結果表明，OFDI導致中國 “去工業化”且存在地區性差異，OFDI對東部地區 “去工業化”的影響程度更深。引入時期效應考察2008年國際金融危機前后中國工業化的發展現實，發現國際金融危機后中國特別是東部地區的 “去工業化”問題凸顯出來。構建中介效應模型檢驗OFDI對工業化的影響機制，發現OFDI導致資金配置上的 “脫實向虛”，而制造業投資不足，加深了 “去工業化”的進程；OFDI帶來制造業就業下降，造成產出的 “去工業化”。

本文的研究結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 “走出去”的宏觀調控。近年來，私營企業對外投資規模急劇擴張，部分企業通過高杠桿和資本運作，籌集大量國內資金投資于國外非實體經濟部門，資本外逃影響了國內制造業投資。因此，需加大對外投資資金來源和流向的把控，明確業務方向，規范對外投資管理。其次，有選擇、有重點地加大FDI引進力度。隨著勞動力成本的上升，國內出現部分跨國公司外逃現象，各級政府應釋放 “制度紅利”和“改革紅利”，優化營商環境，對高技術產業、研發創新及生產性服務業等領域加大吸引外資的力度。尤其是中西部地區仍具有一定的制造業比較成本優勢，可吸引跨國公司在中國境內進行區域間的轉移，減緩其 “走出去”的步伐。最后，以供給側結構性改革糾正要素配置扭曲，特別是資本配置領域的 “脫實向虛”，合法、合理地擠壓虛擬經濟部門的虛高利潤，規范金融行業和制造業企業的資金流向，從根本上遏制 “脫實向虛”走向嚴重化。