制造業企業OFDI能否抑制其“脫實向虛”？

聶 飛 李 磊

(1.華中農業大學，湖北 武漢 430070；2.南開大學，天津 300071)

一、引言

近年來，中國逐漸進入了工業化后期階段，國內“成本洼地”優勢日漸消失，因而，制造業發展面臨著勞動力成本上升、貸款利率攀升等方面的不利沖擊。伴隨著實體經濟投資回報率持續下降，大量制造業資本涌入高收益率的金融、房地產等行業，導致經濟“脫實向虛”趨勢明顯；同時，當金融資本代替產業資本成為主導的資本形態時，社會“去工業化”和資產泡沫化矛盾加劇，造成制造業發展受損(張春鵬 等，2019)。對于制造業企業偏離其主營業務而過度依賴金融投資的金融化現象，有學者將其定義為制造業企業“脫實向虛”(彭俞超 等，2018)(1)國家統計局數據顯示，截至2018年末，金融業和房地產業占GDP比重分別達到7.7%和7.0%，遠超其他服務業部門(如體育經濟、博彩業、收藏業等部門)。由于金融業和房地產業體量龐大，且存在非實體投資的性質，故將此作為本文分析的重點行業。。然而，縱觀近年來中國制造業如火如荼的企業“走出去”發展現象，對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment，簡稱為OFDI)已然成為推動制造業企業轉型升級的潛在力量。商務部統計數據顯示，截至2017年末，中國非金融類OFDI累計達到16062.5億美元，制造業OFDI所占比重達到12.6%。中國制造業企業OFDI加快不僅給人民幣貶值以強有力壓力，還成為其對外產業轉移的重要途徑。應該看到，人民幣貶值直接影響了制造業企業進口中間商品成本、出口商品價格和進口商品市場滲透度，而對外產業轉移則會影響制造業企業的全球價值鏈布局，通過作用于制造業企業的銷售收益，這構成了影響其“脫實向虛”的潛在因素。由此，我們迫切想知道的是：制造業企業OFDI是否對其“脫實向虛”存在抑制作用？匯率傳導機制和對外產業轉移傳導機制又是否存在呢？對此問題進行研究，這不僅有助于我們理清制造業企業OFDI與其“脫實向虛”的邏輯關聯問題，還對于提振中國實體經濟發展具有重要的政策意涵。

為了檢驗制造業企業OFDI對其“脫實向虛”的影響，我們將結合2007—2014年《國泰安數據庫》、《中國海關數據庫》和《境外投資企業(機構)名錄》進行手工匹配，從而生成一套合并數據。之所以需要用到《國泰安數據庫》，是因為只有滬深兩市A股上市公司年報中才有詳細的資產配置信息，這也正是我們用以計算制造業企業金融化水平、識別其“脫實向虛”程度的關鍵；況且，該數據庫也包括上市公司年報中的其他信息，從而為我們控制這些因素以準確進行因果識別提供了可能。選擇《中國海關數據庫》的原因在于，該數據庫包括企業進出口貿易數據，是計算企業特定實際有效匯率和企業分工地位的基礎。商務部《境外投資企業(機構)名錄》是當前被廣泛用于識別微觀企業OFDI行為的數據庫，由于該數據庫只含審批通過的企業境外投資項目信息而不含具體投資金額，故我們采用連續型雙重差分法(Difference-in-Difference，簡稱為DID)對此予以識別。在已有研究基礎上，本文的邊際貢獻主要體現在以下三個方面：其一，現階段對于制造業企業OFDI與其“脫實向虛”關系的研究甚少，本文基于匯率和對外產業轉移雙重視角的研究能夠為理清兩者關系提供了可行的切入點；其二，制造業企業OFDI的“脫實向虛”效應本質上屬于微觀問題，運用手工匹配的上市公司數據進行研究可以為佐證本文理論分析提供確鑿的證據；其三，在方法層面，本文將制造業企業OFDI行為視為隨機實驗，運用連續型DID方法準確評估制造業企業OFDI對其“脫實向虛”的影響，能夠彌補傳統OLS等單差分方法所存在的內生性偏差問題。

二、文獻綜述和機制分析

現有研究圍繞制造業企業“脫實向虛”的成因進行了多方面探討。Orhangazi(2008)認為，在委托代理的薪酬激勵理論下，制造業企業管理層會選擇減少收益率較低的生產投資，而將更多資本用于收益率較高的金融投資。基于此，部分國內學者探討了過度融資行為(文春暉 等，2018)、資產長期短缺(楊勝剛 等，2018)、實體稅負(徐超 等，2019)、利率市場化改革(楊箏 等，2019)等因素對制造業企業“脫實向虛”的影響。遺憾的是，目前尚沒有文獻從OFDI角度入手，分析其對制造業企業“脫實向虛”的影響及因果識別機制，這為本文分析制造業企業OFDI影響其“脫實向虛”的匯率傳導機制和對外產業轉移傳導機制提供了可能。

(一)匯率傳導機制

一方面，關于制造業企業OFDI對匯率波動的影響研究由來已久。早期基本因素均衡匯率決定理論認為，均衡匯率由一國內部均衡條件和外部均衡條件共同決定(Williamson，1983)；隨之出現的均衡實際匯率理論則將外部均衡條件拓展為——資本賬戶余額、經常賬戶余額與貨幣存量變動均保持穩定(Edwards，1989)。后續研究從經驗層面對這一觀點予以證實(吳麗華 等，2014)。另一方面，匯率波動的貿易效應研究肇始于Helpman et al.(2004)等提出的新新貿易理論，這一理論以差異化產品、規模經濟和壟斷競爭模型為基礎，通過引入企業異質性來解釋企業出口行為，其中有觀點認為，匯率波動作為外部沖擊會引發出口企業的邊界和出口區位選擇行為的變化。Dai et al.(2017)測算了企業層面有效匯率，并指出了匯率波動價格傳遞所引起的貿易效應異質性，并將之區分為進口成本、出口價格和進口滲透三類效應。由此不難發現，制造業企業OFDI會造成外匯儲備減少，進而形成對人民幣貶值的壓力。人民幣貶值的貿易效應通過影響制造業企業銷售收益來改變其投資決策，這是制造業企業OFDI影響其“脫實向虛”的匯率傳導機制。接下來，我們分三類效應對匯率傳導機制進行詳細分析。

1.進口成本傳遞效應

制造業企業OFDI通過人民幣貶值進口成本傳遞效應對其“脫實向虛”的影響并不確定。對于存在內銷產品的制造業企業，OFDI引起的人民幣貶值意味著進口中間商品成本上升，制造業企業會依據成本加成定價方式來提高國內產品銷售價格，這也可以利用人民幣匯率與國內市場價格之間聯動關系的相關文獻來解釋。如李廣眾等(2008)考察了人民幣匯率波動性對部分初級產品國內價格水平的影響；紀敏(2009)考察了需求拉動、成本推動和貨幣沖擊三條渠道人民幣匯率沖擊對國內價格波動的影響。雖然制造業企業的提價策略會引起其銷售數量的下降，但仍取決于市場需求彈性。對于需求彈性較大的制造業企業，提價會引起銷售數量的較大幅度下滑，銷售收益也會下降，制造業企業會減小生產投資規模，轉而購買金融資產以保值升值，“脫實向虛”程度會隨之上升；反之，制造業企業生產收益則會上升，相關企業會增加生產投資規模而減少購買金融資產，“脫實向虛”程度會隨之下降。

2.出口價格傳遞效應

制造業企業OFDI通過人民幣貶值形成的出口價格傳遞效應對其“脫實向虛”的影響并不確定。對于存在外銷產品的制造業企業，OFDI引起的人民幣貶值會帶來出口商品價格下降和出口商品銷售數量增加，兩者會形成影響制造業企業銷售收益的合力，而制造業企業銷售收益變化情況則取決于制造業企業出口需求彈性。如宋超等(2017)考察了人民幣匯率對中國加工貿易和一般貿易企業出口的影響。對于出口需求彈性較高的制造業企業，人民幣貶值帶來的價格下降幅度小于數量上升幅度，這會增加制造業企業的銷售收益，促進其擴大生產投資規模，并減少對金融資產的購買，對其“脫實向虛”具有抑制作用；反之，制造業企業的銷售收益則會下降，進而會減小生產投資規模，并將更多資金用于購買金融資產，對其“脫實向虛”具有加劇作用。

3.進口滲透傳遞效應

制造業企業OFDI通過人民幣貶值形成的進口滲透傳遞效應對其“脫實向虛”存在抑制作用。對于存在內銷產品的制造業企業，OFDI引起的人民幣貶值會導致進口商品的本地銷售價格提升，強化當地制造業企業商品的價格優勢，這能夠緩解當地的輸入型市場競爭，有助于制造業企業憑借其產品價格優勢形成對進口商品的反向市場掠奪效應。如張濤等(2015)研究發現，人民幣升值會通過進口競爭效應顯著提高國內競爭程度較弱的行業中的非出口企業的生產率。反向市場掠奪效應表明了制造業企業銷售收益增加，會促使其擴大生產投資規模和減少金融資產購買，對其“脫實向虛”具有抑制作用。當然，人民幣貶值所引起的反向市場掠奪效應也受到進口商品和制造業企業商品的需求彈性差異的制約。尤其在當地對進口商品的需求價格彈性偏高的情況下，制造業企業對進口商品的反向市場掠奪效應越強，銷售收益上升對生產投資規模擴張的刺激作用就越明顯，對其“脫實向虛”的抑制作用就越大。

(二)對外產業轉移傳導機制

現有文獻主要對OFDI的對外產業轉移效應的動因進行分析，且間接提供了一些經驗證據。早期國際直接投資理論從生產專業化的角度給出跨國公司OFDI與對外產業轉移關系的初步解釋，即：跨國公司OFDI有利于母國海外市場擴張，延長產品生命周期，可以將母國夕陽產業轉移給其他國家，以支持本國新興產業發展；同時，跨國公司的所有權優勢、內部化優勢和區位優勢決定了對外產業轉移的特征(Vernon，1966；Dunning，1977；Kojima，1978)。鑒于一國對外產業轉移與產業結構變動密切相關，已有部分研究從產業結構的視角證實了OFDI的對外產業轉移效應(章志華 等，2019；孔群喜 等，2019)。近年來，關于對外產業轉移對中國全球價值鏈分工地位影響的研究文獻屢見不鮮。如楊子帆(2016)研究發現，對外產業轉移與中國全球價值鏈分工模式存在耦合關系；李軍等(2019)基于“一帶一路”的現實背景研究發現，對外產業轉移能夠實現中國民營企業轉型升級。鑒于中國制造業企業OFDI存在異質性動機，這一異質性動機涵蓋商貿服務型、當地生產型、研究開發型和資源尋求型四種類型(李磊 等，2016)，異質性動機OFDI引發的對外產業轉移分工模式不盡相同，從而會通過影響制造業企業銷售收益來改變其投資決策，這是制造業企業OFDI影響其“脫實向虛”的對外產業轉移傳導機制。接下來，我們分四類動機進行詳細說明。

1.商貿服務型OFDI

這一類型是制造業企業以出口服務為目標的市場尋求型投資，此類投資不在東道國生產產品，而是從母公司進口商品到東道國市場進行銷售并提供售后服務。制造業企業商貿服務型OFDI能夠推動制造業企業將主營業務組成部分——銷售服務環節進行對外轉移，這有利于充分挖掘海外市場潛力，為母公司出口增加創造機遇，而通過分工地位變化對其“脫實向虛”可能產生兩種不同影響，具體表現在：其一，出口增加會導致母公司全球價值鏈分工地位的低端鎖定，母公司會更多地從事低附加值產品的加工生產，貿易條件的持續惡化會降低母公司的銷售收益，抑制母公司長期進行生產性投資的積極性，并將更多資金用于金融資產的購買，對其“脫實向虛”具有加劇作用；其二，出口增加有利于母公司全球價值鏈分工地位攀升，母公司通過轉型從事高附加值產品生產和升級產品的生產技術、工藝以滿足海外高標準的質量要求，這會優化貿易條件，提高母公司銷售收益，促使其減少金融投資轉而增加生產性投資，從而對其“脫實向虛”具有抑制作用。

2.當地生產型OFDI

這一類型是制造業企業在不同的國家復制相同的生產行為。由于將產品的生產擴展到國外，具體又可區分為水平型當地生產型OFDI和垂直型當地生產型OFDI兩種類型，制造業企業兩類當地生產型OFDI所引起的全球價值鏈分工地位變化亦有多種可能，對其“脫實向虛”的影響也存在不確定性。水平型當地生產型OFDI表現為制造業企業在不同的國家復制相同的生產行為，將主營業務組成部分——最終商品生產環節進行對外轉移，母公司生產和子公司生產的重疊會產生出口替代。出口替代不利于母公司全球價值鏈分工地位的鞏固，從而造成貿易條件惡化，銷售收益會隨之減少，這會打擊母公司生產性投資的積極性，加快生產性資本向金融部門流動，對其“脫實向虛”具有加劇作用；然而，出口替代還會產生對母公司生產轉型的倒逼力量，促使這些企業從事高附加值商品生產，以推動全球價值鏈分工地位攀升和貿易條件優化，銷售收益會隨之上升，母公司減少金融投資而增加生產性投資，從而對其“脫實向虛”具有抑制作用。垂直型當地生產型OFDI相當于制造業企業生產鏈在國外的延伸，通過將主營業務組成部分——中間商品生產環節轉移到東道國，母公司生產與子公司生產的互補會產生垂直網絡關聯。母公司在剝離了高附加值的中間商品生產環節之后，通過與子公司的內部化交易而從事組裝、貼牌的生產，這雖然節約了交易成本，但會造成母公司全球價值鏈分工地位固化和貿易條件惡化，銷售收益反而會隨之減少，從而加快制造業企業生產性資本向金融部門流動，對其“脫實向虛”具有加劇作用；然而，母公司能夠借助于這種垂直專業化獲取物美價廉的中間商品，服務于高附加值商品的研發、標準化生產等，推動母公司全球價值鏈分工地位由低端向中高端升級，優化貿易條件，使得銷售收益隨之增加。因而，制造業企業減少金融投資而增加生產性投資，對其“脫實向虛”具有抑制作用。

3.研究開發型OFDI

這一類型是制造業企業在技術領先的東道國建立研發機構以獲取技術優勢的投資行為。此類投資會推動制造業將企業主營業務組成部分——技術創新環節進行對外轉移，子公司利用東道國的研發資源所形成的技術創新成果對母公司具有“反哺效應”，這對母公司全球價值鏈分工地位的影響具有兩面性，從而對其“脫實向虛”產生不同影響，具體表現為：其一，母公司會形成對子公司技術創新的路徑依賴，滋生創新惰性，加上高附加值的研發部門的剝離，母公司的技術創新能力并不足，集中從事低附加值的生產活動，導致全球價值鏈分工地位的低端鎖定和貿易條件惡化，銷售收益會隨之減少，對母公司長期生產性投資將會形成負向激勵，生產性資本會向金融部門流動，對其“脫實向虛”具有加劇作用；其二，受益于子公司的技術支撐，母公司能夠通過逆向技術溢出效應方式推動生產轉型，進而從事高附加值的生產活動，推動全球價值鏈分工地位的攀升和貿易條件優化，銷售收益會隨之增加，制造業企業減少金融投資而增加生產性投資，對其“脫實向虛”具有抑制作用。

4.資源尋求型OFDI

這一類型是制造業企業對油氣、礦產資源豐富的東道國進行投資的行為。此類投資會推動制造業企業主營業務組成部分——資源開采與加工環節進行對外轉移，母公司可以通過逆進口的方式獲取海外廉價自然資源，這有利于緩解限制自身發展的自然資源瓶頸，而全球價值鏈分工地位對其“脫實向虛”的影響具有兩種潛在結果，具體表現為：其一，母公司進口子公司的廉價自然資源以降低進口投入成本，促使制造業企業形成成本導向型的生產模式，令母公司嵌入全球價值鏈的低端環節，從而導致貿易條件惡化，銷售收益增量有限，對母公司生產性投資的持續激勵作用不足，從而會倒逼母公司將額外資金用以購買保值增值的金融資產，對其“脫實向虛”具有加劇作用；其二，母公司進口子公司的廉價自然資源還會降低自然資源搜尋成本和市場交易成本，使其將額外資金用于研發設計、銷售服務等高附加值領域的經營活動，這有利于母公司全球價值鏈分工地位攀升，優化貿易條件，銷售收益也會隨之增加，從而促使母公司減少金融投資而增加生產性投資，對其“脫實向虛”具有抑制作用。

三、計量模型和數據

(一)計量模型設定

為了檢驗制造業企業OFDI對其“脫實向虛”的影響，本文將制造業企業OFDI行為視為隨機實驗，通過構建連續型DID基準模型予以檢驗，方程設定如下：

CFi,t=c+α1Ofdii,t+α2xi,t+μj+νt+εi,t

(1)

其中，下標i、j、t分別表示制造業企業、行業、年份；c為常數項；αi為待估參數；CF表示制造業企業“脫實向虛”程度，使用制造業企業金融化水平測度(彭俞超 等，2018)，即CF=(制造業企業交易性金融資產+可供出售金融資產+持有至到期投資+發放貸款及墊款+衍生金融資產+長期股權投資+投資性房產)/制造業企業總資產(2)不同于自用房地產和作為存貨的房地產，投資性房地產是指為賺取租金或資本增值或者兩者兼有而持有的房地產，這些房地產應當能夠單獨計量和出售(新企業會計準則03號)，是會計報表中制造業企業用于房地產業投資的主體。；Ofdi為制造業企業是否進行OFDI的虛擬變量，“是”取值為1，“否”取值為0；xi,t為其他特征控制變量，主要包括：(1)營業收入增長率(Inc)，計算公式為“本年度制造業企業營業收入/上年度制造業企業營業收入-1”；(2)杠桿率(Lev)，使用總資產與所有者權益的比值表示；(3)凈資產利潤率(Roa)，使用制造業企業凈利潤與企業總資產的比值表示；(4)企業規模(Sca)，使用制造業企業總資產表示；(5)市場競爭(Com)，使用“1-赫芬達爾指數HHI”表示。μj、vt分別為行業固定效應、年份固定效應，εi,t為隨機擾動項。

(二)數據說明

鑒于2007年起上市公司采用新會計準則，本文選擇2007—2014年間1229家滬深兩市A股上市制造業公司作為研究對象，共計6922個觀測值構成非平衡面板數據，其中存在境外投資項目的上市公司數量為292家，占觀測值總數的4.22%。上市公司財務數據來源于《國泰安數據庫》，OFDI信息來源于商務部《境外投資企業(機構)名錄》，進出口貿易數據來源于中國海關的《中國海關數據庫》。為了消除異常值，對連續變量在前后1%的極端值進行了縮尾調整；按照證監會上市公司行業分類指引對行業進行了規整統一，剔除了金融類上市公司、明顯存在異常值與缺失值的公司和研究窗口期被ST、PT處理的公司。借鑒田巍等(2013)的研究，采用“兩步法”進行手工匹配：第一步，利用企業名稱和年份，將《國泰安數據庫》與《中國海關數據庫》進行匹配；第二步，用郵政編碼和電話號碼將未匹配成功的制造業企業再次進行合并。考慮到相當一部分的制造業企業的投資去向是百慕大群島、開曼群島等避稅港，我們將這部分的投資數據予以刪除，再將《境外投資企業(機構)名錄》與上述兩套已經合并完成的數據進行合并。

四、實證結果分析

(一)初始檢驗

表1給出了初始檢驗結果。其中，列(1)—(4)分別為不含控制變量情況下不含任何固定效應以及依次加入年份、行業與雙重固定效應的回歸結果；列(5)—(8)對應于含控制變量情況下的相關回歸結果。至少在5%顯著性水平上，所有列中的Ofdi的系數均顯著為負，這證實了制造業企業OFDI對其“脫實向虛”存在抑制作用。事實表明，近年來中國制造業企業OFDI正逐漸回歸理性，參與全球價值鏈分工的能力得到了有效提升，從而降低了生產成本，提升了產品競爭力，生產性主營業務投資回報率得到了明顯提升，加強了中國制造業企業投資實體經濟的積極性，有利于抑制其“脫實向虛”。列(5)—(8)中的Lev、Roa的系數在1%顯著性水平上均顯著為負，說明杠桿率和凈資產利潤率越高的制造業企業更關注生產性主營業務的經營情況，在抑制“脫實向虛”方面卓有成效。其中，杠桿率體現在制造業企業負債份額，制造業企業有動力通過提升生產性主營業務投資份額來增強股票持有者的信心；凈資產利潤率反映了制造業企業生產盈利能力，凈資產利潤率越高的制造業企業更有動力擴大生產性主營業務投資份額。

表1 初始檢驗

(二)按制造業企業所有權性質和年齡劃分

由于不同所有權性質的制造業企業OFDI行為的投資績效可能存在差別，對其“脫實向虛”的影響亦可能存在差異。為此，我們根據《國泰安數據庫》中的企業關系人性質分類標準，將制造業企業分為國有企業和非國有企業兩類，回歸結果如表2中列(1)—(2)和列(3)—(4)所示。在5%顯著性水平上，無論加入控制變量與否，國有制造業企業OFDI對其“脫實向虛”的抑制作用仍然顯著存在，但是非國有制造業企業OFDI對其“脫實向虛”的影響并不明顯。不同年齡層面制造業企業的OFDI績效也不盡相同，對其“脫實向虛”的影響也可能存在異質性。此外，我們使用制造業企業當年所處年份減去開業年份得到制造業年齡，取其均值將上市公司劃分為低齡制造業企業和高齡制造業企業，回歸結果如表2中列(5)—(6)和列(7)—(8)所示。在10%顯著性水平上，無論加入控制變量與否，高齡制造業企業OFDI對其“脫實向虛”的抑制作用均顯著成立，而低齡制造業企業OFDI對其“脫實向虛”的影響則不明顯。

表2 按制造業企業所有權性質和年齡劃分

(三)按制造行業屬性劃分

各類制造行業企業在資本配置選擇上存在差異，導致行業間的制造業企業“脫實向虛”程度不盡相同(肖忠意 等，2019)。為了甄別行業異質性，我們根據上市公司行業代碼，將飲料制造業、紡織服裝皮毛制造業、木材家具制造業和造紙印刷業定義為勞動密集型制造業行業，將石油化學塑膠塑料制造業、金屬非金屬制造業和醫藥生物制品制造業定義為資本密集型制造業行業，將電子制造業、機械設備儀表制造業與其他制造業定義為技術密集型制造業行業。按制造業行業屬性劃分的檢驗結果如表3所示。其中，列(1)—(2)、列(3)—(4)和列(5)—(6)分別對應于勞動密集型制造業企業、資本密集型制造業企業和技術密集型制造業企業的回歸結果。在10%顯著性水平上，資本密集型制造業企業OFDI對其“脫實向虛”的抑制作用比較明顯，勞動密集型制造業企業和技術密集型制造行業企業OFDI對其“脫實向虛”的影響均不顯著。

表3 按制造業行業屬性劃分

(四)按省域經濟特征劃分

為了檢驗不同經濟增長水平、金融深化水平地區的制造業企業OFDI對其“脫實向虛”的影響是否存在異質性，我們從省域層面予以檢驗。其中，以省域GDP增速均值為基準，將總樣本劃分為低增速地區和高增速地區，回歸結果如表4中列(1)—(2)和列(3)—(4)所示。至少在10%顯著性水平上，無論加入控制變量與否，低增速地區的制造業企業OFDI對其“脫實向虛”的抑制作用均穩健成立，但是高增速地區的制造業企業OFDI對其“脫實向虛”的抑制作用的顯著性則不足。同時，以省域年末金融機構貸款余額占GDP的比重均值為基準，將總樣本劃分為低金融深化地區和高金融深化地區，回歸結果如表4中列(5)—(6)和列(7)—(8)所示。至少在10%顯著性水平上，無論加入控制變量與否，低金融深化地區的制造業企業OFDI對其“脫實向虛”的抑制作用都穩健成立，而高金融深化地區的制造業企業OFDI對其“脫實向虛”的抑制作用并不明顯。

表4 按省域經濟特征劃分

(五)穩健性檢驗

為了檢驗模型內生性，我們在回歸模型中加入被解釋變量的一期滯后項，并將其轉化為動態形式，采用GMM方法予以檢驗，回歸結果如表5中列(1)—(2)所示。根據二階序列相關檢驗接受了殘差項不存在二階序列相關性的原假設，過度識別檢驗也接受了工具變量不存在過度識別的原假設。一期滯后項的估計系數均不顯著，說明制造業企業“脫實向虛”的動態演變特征不明顯。在1%顯著性水平上，無論加入控制變量與否，Ofdi的系數均顯著為負，與前文回歸結果保持一致。同時，為保證制造業企業OFDI的外生性，我們根據赤池信息(AIC)準則，將制造業企業是否進行OFDI的虛擬變量1—5期滯后項作為工具變量，使用2SLS方法予以檢驗，結果如表5中列(3)—(4)所示。通過第一階段F檢驗發現，制造業企業是否OFDI的二元虛擬變量與其5期滯后項是高度相關的；在1%顯著性水平上，識別不足檢驗和弱工具變量檢驗拒絕了原假設，過度識別檢驗無法拒絕原假設，證實了工具變量的可識別性。無論加入控制變量與否，制造業企業OFDI對其“脫實向虛”的抑制作用至少在10%顯著性水平上仍然成立。

表5 內生性檢驗

五、傳導機制的進一步分析

在前文中，我們證實了制造業企業OFDI對其“脫實向虛”存在抑制作用。接下來，我們重點檢驗制造業企業OFDI影響其“脫實向虛”的匯率傳導機制和對外產業轉移傳導機制。

(一)匯率傳導機制

借鑒Dai et al.(2017)的研究，本文先引入了三個企業特定實際有效匯率變量，再分別引入制造業企業是否進行對外直接投資的虛擬變量與三個企業特定實際有效匯率變量的交互項，用以檢驗匯率傳導機制。含匯率因素的連續型DID拓展模型設定如下：

(2)

其中，c為常數項；βi為待估參數；xi,t為前文定義的特征控制變量；Rerprice為基于《中國海關數據庫》測算的三類企業特定實際有效匯率變量，Rerimpcost為進口成本實際有效匯率，即制造業企業進口密集度與實際匯率的加權乘積之和，Rerexpprice為出口價格實際有效匯率，即制造業企業出口密集度與實際匯率的加權乘積之和，Rerimppen為進口滲透實際有效匯率，即進口商品滲透度與實際匯率的加權乘積之和，分別表示如下：

(3)

(4)

(5)

其中，Mi,k,t為第t年制造業企業i對東道國k的進口貿易額；Xi,k,t為第t年制造業企業i對東道國k的出口貿易額；Di,t為第t年制造業企業i的本地銷售額；ln Ek,t為第t年中國與東道國k的雙邊實際匯率對數形式(3)為確保可比性，雙邊實際匯率使用CPI平減為2000年不變價形式。；Mi,k,t/∑p=1Mi,p,t為第t年制造業企業i對東道國k的進口密集度；Xi,k,t/∑p=1Xi,p,t為第t年制造業企業i對東道國k的出口密集度；Mi,k,t/(Di,t+∑p=1Mi,p,t)為第t年制造業企業i面臨東道國k的進口商品的市場滲透度。

表6給出了匯率傳導機制的回歸結果。其中，列(1)—(2)、列(3)—(4)和列(5)—(6)對應于進口成本效應、出口價格效應和進口滲透效應。至少在10%顯著性水平上，所有列中的Ofdi的系數均顯著為負，說明即便加入了企業特定實際有效匯率變量，制造業企業OFDI對其“脫實向虛”的抑制作用仍然成立。列(3)—(4)中的Rerexpprice的系數在1%顯著性水平上顯著為正，說明出口價格匯率下降對制造業企業“脫實向虛”具有明顯的抑制作用。值得關注的是，列(1)—(2)中的交互項Ofdi×Rerimpcost和列(3)—(4)中的交互項Ofdi×Rerexpprice的系數均不顯著；雖然列(5)中的交互項Ofdi×Reimppen的系數在10%顯著性水平上顯著為正，但是列(6)加入了控制變量之后，該交互項的系數不再顯著，沒有證據顯示制造業企業OFDI通過人民幣貶值產生的進口成本效應、出口價格效應和進口滲透效應對其“脫實向虛”產生影響，即不存在匯率傳導機制。之所以出現這種情況，是因為這與現階段中國實施的有管理的浮動匯率制度有關，由于中國人民銀行仍然可以通過有限的貨幣政策干預來確保匯率穩定，這在一定程度上改善了制造業企業OFDI所形成的人民幣承壓局面，穩定了制造業企業的投資回報率，導致對其“脫實向虛”的影響有限(朱孟楠 等，2019)。

表6 匯率傳導機制

(二)對外產業轉移傳導機制

參考蔣冠宏等(2014)的研究，本文根據《境外投資企業(機構)名錄》中的經營范圍對制造業企業OFDI動機進行了初次篩選，對無法確定的制造業企業進行二次篩選，將其名稱、投資國家、投資年份等信息與互聯網進行交叉收縮確定，從而得到制造業企業的商貿服務型OFDI(Ofdipl)、當地生產型OFDI(Ofdilc)、資源尋求型OFDI(Ofdire)和研究開發型OFDI(Ofdird)(4)對《境外投資企業(機構)名錄》的經營范圍初步篩選時，將包含商貿、貿易、出口、進口、進出口、租賃、批發、零售、銷售、商務、服務等關鍵詞的投資定義為“商貿服務型OFDI”；將包含生產、制造、制作、加工、組裝、改裝、安裝、維護、修理、包裝等關鍵詞的投資劃分為“當地生產型OFDI”；將包含采礦、礦業、礦山、開采、礦產、勘探、能源、采選等關鍵詞的投資劃分為“資源尋求型OFDI”；將包含研究、開發、研發、技術、設計、研制等關鍵詞的投資劃分為“研究開發型OFDI”。。根據已有文獻可知，制造業企業全球價值鏈分工地位是反映其對外產業轉移的重要“風向標”，故在模型中加入分工地位變量Dvari,t；同時，再分別引入四類動機OFDI變量與該變量的交互項，用以檢驗對外產業轉移傳導機制。含對外產業轉移因素的連續型DID拓展模型設定如下：

(6)

其中，c為常數項；γi為待估參數；xi,t為前文定義的特征控制變量；Ofdimoti表示制造業企業異質性動機OFDI虛擬變量；由于制造業分工地位是制造業企業對外產業轉移的結果，故可將其全球價值鏈分工地位作為Dvari,t的代理變量。已有部分文獻使用基于KWW理論下的GVC增加值方法對中國制造業行業分工地位進行了測算(Upward et al.，2013；王直 等，2015)。行業層面的分工地位無法反映企業的組成情況，可能存在偏差，在本文研究中并不適用。我們采用Kee et al.(2016)提出的制造業企業國內增加值與總出口的比值(Ratio of Domestic Value Added in Exports to Gross Exports，簡稱DVAR)計算方法，結合中國海關數據予以測算。具體公式為：

(7)

(8)

表7 對外產業轉移傳導機制

六、結論與政策啟示

本文在剖析制造業企業OFDI影響其“脫實向虛”的雙重傳導機制基礎上，構建連續型DID模型，利用2007—2014年《國泰安數據庫》、《境外投資企業(機構)名錄》和《中國海關數據庫》手工匹配的1229家滬深兩市A股上市制造業公司6922個觀測值，運用非平衡面板數據予以檢驗。研究結果表明：(1)制造業企業OFDI對其“脫實向虛”總體上具有抑制作用；(2)高齡的國有制造業企業OFDI對其“脫實向虛”的抑制作用更明顯，同時低增速和低金融深化地區的制造業企業OFDI能夠顯著抑制其“脫實向虛”；(3)制造業企業OFDI通過匯率傳導機制對其“脫實向虛”的影響尚不明顯，制造業企業研究開發型OFDI通過對外產業轉移傳導機制對其“脫實向虛”的抑制作用已經顯現。

本文證實了制造業企業“走出去”是優化其資本配置的重要推力，具有豐富的政策意涵。政府應根據市場信息構建企業資本配置結構的信息披露和動態監控機制，尤其對于經營年限較高的國有制造企業，應將其列為“走出去”的重點扶持對象，為其開展境外投資項目“牽線搭橋”以及提供有效的信息服務、投資指導，這有利于國有制造業企業在全球范圍內進行產業鏈布局，提高生產性投資回報率，有利于克服其生產效率較低的難題；隨著省域經濟增長加快和金融體制健全，政府既要維持制造業企業“走出去”的積極性，也應采取必要的監管措施和產業政策以避免制造業企業將境外投資所獲得的盈余資本過度配置于金融部門；此外，制造業企業需自覺利用境外投資所獲得的知識、品牌和專利等戰略資源構筑后發技術優勢，以推動價值鏈分工優勢由低端向中高端攀升，提高自身核心競爭力，為國家實體經濟繁榮貢獻應有的力量。