外資開放、市場分割與產(chǎn)業(yè)升級
——基于雙循環(huán)新發(fā)展格局視角的探討

臧 鋮 冼國明 初 曉

一、引言

改革開放四十多年以來，從初期的漸進式開放到十九大的全面開放新格局，我國長期致力于構(gòu)建開放型世界經(jīng)濟體系。在FDI領域，從以《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》(以下簡稱《目錄》)為代表的“正面清單”到與國際投資規(guī)則逐步接軌的“負面清單”，再到2019年《外商投資法》的出臺，這一系列舉措有效地推動了我國高水平對外開放進程、以及國際外部循環(huán)參與。借助外資開放整合利用國際要素，我國已逐步形成較為完整的產(chǎn)業(yè)鏈，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)漸趨合理，產(chǎn)業(yè)水平顯著提升。然而，在持續(xù)深化外資開放，進一步推動產(chǎn)業(yè)升級以實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的進程中，我國卻遭受到來自西方發(fā)達國家“俘獲效應”(1)“俘獲效應”指參與GVC的發(fā)展中國家企業(yè)，在實現(xiàn)由低附加值價值鏈環(huán)節(jié)向高附加值環(huán)節(jié)攀升過程中，遇到發(fā)達國家的國際大購買商或跨國公司的狙擊和控制，進而被鎖定在低附加值、薄利化的價值鏈低端生產(chǎn)制造環(huán)節(jié)。(Schmitz，2004)以及發(fā)展中經(jīng)濟體低廉成本優(yōu)勢的雙重國際競爭壓力，芯片斷供和外資撤離即是最明顯的例證。無數(shù)經(jīng)驗事實表明，國際經(jīng)濟大循環(huán)動能已逐漸弱化，以往我國單純依賴外部國際循環(huán)推動產(chǎn)業(yè)升級的戰(zhàn)略難以為繼。尤其是在當前全球保護主義、單邊主義政策盛行，以及新冠肺炎疫情的沖擊下，我國產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈面臨前所未有的挑戰(zhàn)。

在這復雜多變的經(jīng)濟形勢下，2020年4月10日，習近平總書記強調(diào)要構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局?！半p循環(huán)”新發(fā)展格局是當前我國重大戰(zhàn)略選擇，是新發(fā)展階段我國政府對內(nèi)改革和對外開放的更高要求，這強調(diào)在繼續(xù)實行更高水平對外開放，努力打通國際循環(huán)的同時，應進一步深化對內(nèi)改革、以暢通國內(nèi)大循環(huán)為主。然而，我國現(xiàn)存的市場分割問題則是橫亙在國內(nèi)大循環(huán)面前的首要障礙，統(tǒng)一的國內(nèi)大市場是國內(nèi)大循環(huán)的保證，要形成國民經(jīng)濟良性循環(huán)，必須貫通生產(chǎn)、分配、流通、消費各環(huán)節(jié)，打破行業(yè)壟斷和地方保護。本文關注的是，在我國持續(xù)推進“雙循環(huán)”新發(fā)展格局進程中，伴隨著構(gòu)建國內(nèi)大循環(huán)帶來的國內(nèi)市場分割弱化和構(gòu)建國際循環(huán)帶來的更高水平外資開放能否協(xié)同助推我國產(chǎn)業(yè)升級，強化我國產(chǎn)業(yè)鏈并實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展呢？

理論上，市場分割的弱化會促進國內(nèi)大循環(huán)的暢通與市場效率的發(fā)揮，不僅有助于形成對全球要素資源的強大引力場，而且有利于省際間的企業(yè)學習交流活動開展、勞動力流動以及競爭效應的發(fā)揮，會影響外資開放對產(chǎn)業(yè)升級的溢出效應。然而，外資開放對產(chǎn)業(yè)升級的溢出效應仍是不確定的：一方面，外資開放會引致正向溢出效應(Caves，1974)，通過示范效應、關聯(lián)效應和人員培訓效應等促進產(chǎn)業(yè)升級；另一方面，引進的FDI同時也會產(chǎn)生負向溢出效應，即“市場竊取”效應(Aitken and Harrison，1999)，擠壓國內(nèi)企業(yè)生存和發(fā)展空間，使產(chǎn)業(yè)陷入低端鎖定的困境。已有文獻圍繞FDI溢出效應的存在性進行了大量的實證考察，但至今也未達成共識。梳理可知，大多學者在實證研究時僅停留在線性關系層面上進行探討，這其實忽略了FDI溢出效應可能存在動態(tài)變化的情況。例外的是Barrios et al.(2005)和Lu et al.(2017)，考慮到FDI對當?shù)匕l(fā)展的影響取決于兩種反向作用，Barrios et al.(2005)驗證了FDI與本土企業(yè)進入數(shù)量之間的“U型”關系；Lu et al.(2017)考察了外資開放與本土企業(yè)TFP之間的“倒U型”關系。實際上，外資開放與產(chǎn)業(yè)升級之間可能也并非是簡單的線性關系。遺憾的是，截至目前，鮮有文獻就外資開放與產(chǎn)業(yè)升級之間的非線性關系進行探討，對外資開放與市場分割協(xié)同影響產(chǎn)業(yè)升級的研究更是相對不足。

本文首先通過定量識別《目錄》，構(gòu)造出我國外資開放度指標，然后，采用價格法測算了我國省際地區(qū)市場分割程度，同時借助貿(mào)易增加值核算框架測度了我國各省市制造業(yè)細分行業(yè)的產(chǎn)業(yè)升級，在此基礎上，將交互模型與非線性模型相結(jié)合，實證考察了市場分割視角下外資開放對產(chǎn)業(yè)升級的非線性影響。相較于已有研究成果，本文的邊際貢獻可能在于：第一，以往對《目錄》進行量化的文獻中，實證數(shù)據(jù)樣本只到2007年(孫浦陽等，2015)，本文則進一步將量化《目錄》的年份拓展至2011年，更好地刻畫出外資漸進開放的過程，豐富了已有相關文獻；第二，本文構(gòu)建了價值鏈視角下的產(chǎn)業(yè)升級指標，借助貿(mào)易增加值核算框架，采用我國省份區(qū)域間非競爭型投入產(chǎn)出表，測度我國各省區(qū)制造業(yè)細分行業(yè)的總流出增加值率用來作為產(chǎn)業(yè)升級的代理指標，這一指標更加強調(diào)技術進步和增加值獲取能力；第三，首次從市場分割弱化視角探討了外資開放對產(chǎn)業(yè)升級的非線性影響，強調(diào)了統(tǒng)一大市場與高水平外資開放的協(xié)同發(fā)展在推動產(chǎn)業(yè)升級中的必要性，且拓展了宏觀政策與中觀產(chǎn)業(yè)的研究。

本文剩下部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是文獻綜述；第三部分是研究設計；第四部分是實證結(jié)果；第五部分是結(jié)論與政策建議。

二、文獻綜述

為了引導外企流入，整合利用國外優(yōu)質(zhì)要素，我國政府利用信息優(yōu)勢甄別優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，積極持續(xù)推進外資開放。經(jīng)過四十多年的發(fā)展，我國外資開放水平不斷提升，同時也深入?yún)⑴c到國際外部循環(huán)中。在構(gòu)建國際循環(huán)過程中，外資開放引致的示范效應、競爭效應、關聯(lián)效應、人員培訓效應、資本積累效應和制度變遷效應有效地促進了我國經(jīng)濟增長(沈坤榮、耿強，2001)、自主研發(fā)(王紅領等，2006)、內(nèi)資企業(yè)效率(路江涌，2008)、企業(yè)出口(孫浦陽等，2015;劉金煥、陳麗珍，2021)和貿(mào)易福利(孫浦陽等，2018)等。然而閱讀所及，鮮有關于外資開放影響產(chǎn)業(yè)升級的研究，實際上，F(xiàn)DI可以為新產(chǎn)業(yè)提供信息、為同一產(chǎn)業(yè)中不同企業(yè)的相互關聯(lián)投資提供協(xié)調(diào)、以及為先驅(qū)企業(yè)補償信息外部性，在產(chǎn)業(yè)升級過程中，F(xiàn)DI還可以培育具有高技術的新產(chǎn)業(yè)(Lin and Chang，2009)。

此外，對于外資開放溢出效應影響因素的探討，已有文獻多從東道國吸收能力的角度(賴明勇等，2005)進行相關分析，而對于市場分割在外資開放影響產(chǎn)業(yè)升級中的作用則鮮有探究。現(xiàn)階段我國正加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局，在此背景下，以國內(nèi)大循環(huán)構(gòu)建而帶來的市場分割弱化與促進國際循環(huán)中的外資開放是協(xié)調(diào)推進的，國內(nèi)大循環(huán)體系構(gòu)建帶來的統(tǒng)一大市場不僅有助于形成對全球要素資源的強大引力場，而且有利于全球要素資源的高效率發(fā)揮，可以強化外資開放的溢出效應。因此，國內(nèi)大循環(huán)構(gòu)建帶來的市場分割弱化可能會影響到外資開放對產(chǎn)業(yè)升級的作用。本文在此基礎上，更進一步地從“雙循環(huán)”新發(fā)展格局視角，考察國內(nèi)大循環(huán)構(gòu)建帶來的市場分割弱化和促進國際循環(huán)中的外資開放對我國價值鏈視角下產(chǎn)業(yè)升級的協(xié)同效應。本文的主題還與以下3個方面的研究密切相關。

首先，本文與考察產(chǎn)業(yè)升級的研究相關?，F(xiàn)有文獻主要基于兩類視角分析：一是結(jié)構(gòu)視角下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整或產(chǎn)業(yè)間升級視角；二是價值鏈視角下的產(chǎn)業(yè)升級或產(chǎn)業(yè)內(nèi)升級。近年來，學者們逐漸將研究視角從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級轉(zhuǎn)向產(chǎn)業(yè)內(nèi)升級。梳理發(fā)現(xiàn)，已有文獻主要從國際貿(mào)易與貿(mào)易開放(唐東波，2013)、技術創(chuàng)新(Kaplinsky and Fitter，2004)、稅收與價格操控(魏福成等，2013)、要素稟賦(蘇杭等，2017)、收入不平等(王勇、沈仲凱，2018)、電子商務(Li et al.，2019)、全球價值鏈嵌入和區(qū)域融合發(fā)展(趙蓉等，2020)等角度研究產(chǎn)業(yè)升級動力機制的問題。而從產(chǎn)業(yè)政策或外資產(chǎn)業(yè)政策視角切入的文獻更多聚焦于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的問題(韓永輝等，2017)，鮮有文獻專門探討價值鏈視角下的產(chǎn)業(yè)升級問題。

其次，本文與考察FDI溢出效應的研究密切相關。許多學者研究發(fā)現(xiàn)FDI進入帶來了正向溢出效應(Caves，1974)，然而部分學者卻發(fā)現(xiàn)FDI的溢出效應不明顯甚至為負(Aitken and Harrison，1999；蔣殿春、張宇，2008)。針對這種不一致甚至矛盾的結(jié)論，許多學者認為FDI能否產(chǎn)生溢出效應與外資來源地(Fortanier，2007)、外資特征(郭熙保、羅知，2009)、內(nèi)外資企業(yè)技術差距(Findlay，1978)、東道國吸收能力(賴明勇等，2005)等因素有關。而Javorcik(2004)則認為研究者可能一直在錯誤的地方尋找FDI溢出效應，他認為跨國公司有防止將信息泄露給同一行業(yè)本地競爭者的動機，但同時又希望將知識轉(zhuǎn)移給其他行業(yè)的本地供應商，因此水平溢出較難發(fā)生，而垂直溢出更容易發(fā)生。近年來，孫浦陽等(2015)和Lu et al.(2017)進一步指出以往文獻直接使用FDI數(shù)據(jù)的做法可能存在嚴重的內(nèi)生性，為此，他們借助《目錄》從外資開放的視角展開研究，并帶動了一系列相關研究(孫浦陽等，2018；毛其淋，2019)。然而，關于FDI溢出效應的存在始終缺乏共識。本文通過量化《目錄》，從外資開放的視角探討我國產(chǎn)業(yè)升級的問題，緩解了以往實證中可能存在的嚴重內(nèi)生性問題，從而提升了結(jié)論的可靠性；此外，考慮到FDI溢出效應兩種反向的作用機制，本文構(gòu)建非線性模型，試圖全面厘清其中的內(nèi)在關系。

最后，本文也與市場分割方面的研究密切相關。梳理已有文獻發(fā)現(xiàn)，在我國特殊的發(fā)展模式下，由經(jīng)濟體制改革的分權(quán)化與漸進性特征引起的地方政府與官員對自身利益的追求是導致國內(nèi)市場分割的主要原因(Young，2000；銀溫泉、才婉茹，2001；Bai et al.，2004)。市場分割的存在會導致地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)趨同特征、地區(qū)產(chǎn)品生產(chǎn)遠離比較優(yōu)勢的發(fā)展模式(Young，2000)以及我國產(chǎn)出結(jié)構(gòu)不合理和省際要素配置效率下降(鄭毓盛、李崇高，2003)，阻礙區(qū)域?qū)I(yè)化程度的提高(Bai et al.，2004)，抑制國內(nèi)區(qū)間貿(mào)易、促進企業(yè)轉(zhuǎn)向出口(張杰等，2010)。而對于我國市場分割程度的問題，學者們基于不同的方法進行測算并得出兩類相反結(jié)論：其一，國內(nèi)市場分割程度正逐漸增大(Young，2000；Poncet，2005；鄭毓盛、李崇高，2003)；其二，國內(nèi)市場分割程度正在減弱(Bai et al.，2004；Fan and Wei，2006；陳敏等，2007；陸銘、陳釗，2009)。雖然觀點不一，但不容忽視的是，我國目前仍存在市場分割問題。

三、研究設計

(一)指標選取

1.外資開放度

為了指導外商投資方向，使外商投資方向與我國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展規(guī)劃相適應，根據(jù)國家有關外商投資法律的規(guī)定和產(chǎn)業(yè)政策的要求，我國于1995年6月首次發(fā)布《目錄》，之后根據(jù)《指導外商投資方向暫行規(guī)定》和國家經(jīng)濟技術發(fā)展情況，定期編制和適時修訂，至今共經(jīng)歷9次修訂，分別為1997、2002、2004、2007、2011、2015、2017、2019和2020修訂版。長期以來，《目錄》一直都是我國政府指導審批外商投資項目的依據(jù)。已有關于外資開放的文獻中，比較具有代表性的是殷華方等(2006)為探討我國外資產(chǎn)業(yè)政策的有效性，通過量化《目錄》，開創(chuàng)性地構(gòu)建了外資產(chǎn)業(yè)政策指數(shù)；孫浦陽等(2015)也通過量化《目錄》，構(gòu)建了我國各行業(yè)的外資自由化指數(shù)?；诖耍疚慕梃b上述方法，通過將《目錄》與我國《國民經(jīng)濟行業(yè)分類與代碼(GB2002)》4位行業(yè)代碼進行匹配，并對《目錄》中的鼓勵類、限制(甲)類、限制(乙)類、禁止類項目分別賦予權(quán)重3、2、1、-1，最終計算得到外資開放度(2)本文中的外資開放度與外資產(chǎn)業(yè)政策指數(shù)、外資自由化指數(shù)是相同的概念。指標。

2.市場分割

目前，測度市場分割的主流方法包括生產(chǎn)法(Young，2000；鄭毓盛、李崇高，2003)、貿(mào)易流量法(Poncet，2005)和價格法(Parsley and Wei，2001；劉婕、姚博，2021)等，其中采用價格法的文獻居多。用“價格法”度量區(qū)域間市場整合程度的理論基礎是Samuelson(1964)的“冰川”成本模型，與其他方法相比，價格法更能夠準確、直接地反映地區(qū)之間的市場分割程度。因此，本文將采用價格法來測算我國省際地區(qū)市場分割程度。

3.價值鏈視角下的產(chǎn)業(yè)升級

部分學者認為可以從增加值率視角測度某產(chǎn)業(yè)處于全球價值鏈中的環(huán)節(jié)或地位進而判斷該產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平，以此來考察產(chǎn)業(yè)升級問題。例如，張輝(2007)從企業(yè)利潤最大化以及可持續(xù)性入手，認為增加值率的提升有利于企業(yè)獲取更多利潤，從而占據(jù)市場競爭中的比較優(yōu)勢，進而達到產(chǎn)業(yè)升級的目標。唐東波(2013)綜合全球價值鏈和垂直專業(yè)化的視角，將產(chǎn)業(yè)升級或者產(chǎn)業(yè)深化在概念上定義為企業(yè)在整個價值鏈條上向能夠?qū)崿F(xiàn)更高附加值的環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移。價值鏈視角下的產(chǎn)業(yè)升級強調(diào)了技術進步作為基本驅(qū)動力的核心作用，更加接近產(chǎn)業(yè)升級的本質(zhì)。

本文遵循Koopman et al.(2014)和Wang et al.(2013)的邏輯框架，參考李跟強、潘文卿(2016)的測算方法，利用我國各省際間投入產(chǎn)出模型對各地區(qū)總流出增加值進行分解，進而在全球價值鏈生產(chǎn)體系下度量我國各省份不同行業(yè)的產(chǎn)業(yè)升級。具體地，定義一國某地區(qū)的總流出(Outflow，OF)為該地區(qū)流向其他地區(qū)的中間產(chǎn)品和最終產(chǎn)品之和(包括國內(nèi)的地區(qū)間流出和流向國外的出口)。假定一國有G個地區(qū)N個行業(yè)，國內(nèi)r地區(qū)的總產(chǎn)出可以表示為：

Xr=Ar1X1+Ar2X2+…+ArGXG+DYr1+DYr2+…+DYrG+er

(1)

其中，Xr代表r地區(qū)的N×1總產(chǎn)出向量，DYrs代表r地區(qū)流向國內(nèi)s地區(qū)的N×1最終產(chǎn)品向量，er為r地區(qū)出口到國外的N×1總產(chǎn)出向量(包括中間產(chǎn)品和最終產(chǎn)品)，Asr為投入產(chǎn)出系數(shù)矩陣。將(1)式改寫為矩陣形式為：

(2)

(2)式中的Bsr為Leontief逆矩陣，整理可得：

(3)

定義s地區(qū)對r地區(qū)的流出為：

OFsr=AsrXr+DYsr

(4)

s地區(qū)向國內(nèi)其他地區(qū)以及國外的總流出為：

(5)

由式(1)和式(5)可得：

Xr=ArrXr+DYrr+OFr*

=(I-Arr)-1DYrr+(I-Arr)-1OFr*

(6)

記Lrr≡(I-Arr)-1為局部Leontief逆矩陣，則中間產(chǎn)品根據(jù)被使用的地區(qū)可以分為兩部分：

AsrXr=AsrLrrDYrr+AsrLrrOFr*

(7)

設Vs為s地區(qū)的1×N直接增加值系數(shù)向量，Ms為s地區(qū)的1×N進口系數(shù)向量。定義：

(8)

(9)

可以看出，式(8)VAS對角線上的元素為各地區(qū)流出中的地區(qū)增加值份額，每列非對角線上的元素為各區(qū)域流出中的國內(nèi)其他地區(qū)增加值份額。同理，MS對角線上的元素為地區(qū)流出中的本地區(qū)進口份額，每列非對角線上的元素為各地區(qū)流出中本地區(qū)通過國內(nèi)其他地區(qū)間接進口份額。

定義A#B為矩陣A和矩陣B對應元素相乘，即C≡A#B等價于C(i,j)≡A(i,j)*B(i,j)。由此，地區(qū)s總流出可以分解為以下36項：

(10)

其中，T1項是以最終品形式流出至其他地區(qū)；T2-T5項表示以中間品流出到其他地區(qū)；T11-T13項為中間品流出到國外；T33項為直接流出到國外。由于T12項為重復計算項，因此,本文借鑒Johnson and Noguera(2012)關于增加值出口的定義，用式(1)測度某地區(qū)某行業(yè)的總流出增加值率，以此表示產(chǎn)業(yè)升級。

VAX_ratioirt=(T1+T2+T3+T4+T5+T11+T13+T33)/OFr*

(11)

4.其他控制變量

為避免遺漏變量導致回歸結(jié)果偏誤，本文進一步加入地區(qū)層面和地區(qū)×行業(yè)層面的變量以控制其對產(chǎn)業(yè)升級的影響。在地區(qū)層面，首先，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度是產(chǎn)業(yè)升級的保證，本文使用GDP的對數(shù)形式來表示；其次，政府調(diào)控經(jīng)濟的能力可以促進企業(yè)形成良好競爭體系，引導當?shù)禺a(chǎn)業(yè)升級，本文參考宋馬林、金培振(2016)的做法，采用地區(qū)一般性財政支出占GDP比重來表示；最后，考慮到地方經(jīng)濟集聚能夠通過地方化經(jīng)濟等形式產(chǎn)生一定的正外部性，比如通過共享、匹配和學習等途徑帶來各種外溢效應促進產(chǎn)業(yè)升級，本文采用各地區(qū)非農(nóng)產(chǎn)出(即第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值之和)與這些城市行政面積之比來度量(邵帥等，2019)。

在地區(qū)×行業(yè)層面，鑒于開放條件下，出口作為影響一國產(chǎn)業(yè)升級的重要因素備受關注(Wang and Wei，2010)，本文進一步控制了地區(qū)×行業(yè)的出口額；同時，考慮到行業(yè)競爭也是影響產(chǎn)業(yè)升級的重要因素，本文采用各地區(qū)行業(yè)從業(yè)人員的平均人數(shù)來表示地區(qū)行業(yè)的競爭程度；此外，地區(qū)行業(yè)的成本收入比反映了該地區(qū)行業(yè)生產(chǎn)運營的基本情況，該比率越高意味著該地區(qū)行業(yè)生存持續(xù)能力較弱，抵抗風險能力較低，本文采用產(chǎn)品銷售成本/產(chǎn)品銷售收入來表示。本文主要選取變量的時間區(qū)間及數(shù)據(jù)來源見表1，各選取變量的描述性統(tǒng)計見表2(4)本文通過主要變量方差膨脹因子(VIF)檢驗發(fā)現(xiàn)，各變量間不存在共線性問題。由于篇幅所限，檢驗結(jié)果不再列示，備索。。

表1 選取變量的時間區(qū)間與數(shù)據(jù)來源

表2 選取變量描述性統(tǒng)計

(二)模型設計

本文在市場分割視角下分析我國外資開放對產(chǎn)業(yè)升級的影響，考慮到外資開放對產(chǎn)業(yè)升級可能存在兩種相反的作用，本文嘗試構(gòu)建非線性模型進行分析。非線性模型是研究某一變量對被解釋變量產(chǎn)生的影響是否具有差異性時常用的建模思路(田朔，2019)，具體地，本文將在模型中引入外資開放度平方項，以探究兩者間的非線性關系。此外，考慮到市場分割會影響外資開放與產(chǎn)業(yè)升級之間的關系，本文進一步利用乘法交互模型，探討市場分割與外資開放的交互效應，具體模型如下：

(12)

四、實證結(jié)果

(一)基本回歸結(jié)果

本文重點關注外資開放與市場分割是如何協(xié)同影響我國產(chǎn)業(yè)升級的，因此，本部分首先采用逐步回歸法檢驗外資開放與市場分割對產(chǎn)業(yè)升級的影響，表3第(1)-(5)列為依次加入外資開放度、外資開放度平方項、市場分割、市場分割與外資開放度的交互項(5)市場分割與外資開放度的交互項包括外資開放度×市場分割、外資開放度平方項×市場分割。以及控制變量的結(jié)果，所有結(jié)果均采用地區(qū)、行業(yè)和年份固定效應。此外，考慮到加總變量對個體變量回歸所可能產(chǎn)生的Moulton偏誤(趙勇、初曉，2021)，本文采用聚集在地區(qū)層面上的穩(wěn)健標準差以糾正普通標準差的向下偏誤。從回歸結(jié)果中可以看出，除了第(1)列之外，外資開放度的系數(shù)均顯著為正，而外資開放度平方項的系數(shù)均顯著為負，這說明外資開放與我國產(chǎn)業(yè)升級之間存在“倒U型”關系(6)本文還嘗試加入外資開放度立方項以檢驗外資開放與產(chǎn)業(yè)升級間是否存在更為復雜的“S型”關系，但外資開放度立方項在統(tǒng)計上并不顯著，表明外資開放度平方項比其他設定更合適。由于篇幅有限，結(jié)果不再列示，備索。，即在達到一定門檻之前，外資開放會顯著促進產(chǎn)業(yè)升級，表現(xiàn)為以示范效應、人員培訓效應等正向溢出效應占主導地位，但隨著我國外資開放逐步擴大，“市場竊取”等負向溢出效應逐漸超過了正外部性，外資開放會抑制產(chǎn)業(yè)升級。這一發(fā)現(xiàn)與Lu et al.(2017)一致，他們認為外資份額達到一定門檻之后，F(xiàn)DI溢出效應為負。此外，在進一步加入市場分割、市場分割與外資開放度的交互項之后，外資開放度×市場分割顯著為正，外資開放度平方項×市場分割顯著為負，這說明市場分割的弱化會對外資開放與產(chǎn)業(yè)升級之間的“倒U型”關系起到緩解，甚至翻轉(zhuǎn)的作用，尤其是在外資開放程度較高時，外資開放對產(chǎn)業(yè)升級的抑制作用會隨著市場分割弱化而得以緩解，甚至轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M作用。換言之，我國在持續(xù)深化外資開放以推動產(chǎn)業(yè)升級過程中需要配合統(tǒng)一的大市場。

表3 基本回歸結(jié)果

控制變量方面，地區(qū)政府調(diào)控經(jīng)濟能力、經(jīng)濟集聚以及經(jīng)濟發(fā)展程度均有利于產(chǎn)業(yè)升級，其中經(jīng)濟集聚作用顯著，這是因為經(jīng)濟集聚產(chǎn)生的知識外溢可能提升企業(yè)研發(fā)投入以及生產(chǎn)效率，從而促進產(chǎn)業(yè)升級。此外，地區(qū)產(chǎn)業(yè)出口顯著為正，這說明出口增加對產(chǎn)業(yè)升級起到顯著促進作用，隨著產(chǎn)業(yè)出口的不斷提升，該產(chǎn)業(yè)規(guī)模會提高，同時出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化也會帶動產(chǎn)業(yè)升級；地區(qū)行業(yè)的成本收入比顯著為負，這說明一個地區(qū)行業(yè)生產(chǎn)運營情況越好，則該地區(qū)行業(yè)生存持續(xù)能力、抵抗風險能力就越高，越有利于產(chǎn)業(yè)升級；地區(qū)行業(yè)競爭為正，但不顯著。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.工具變量估計

考慮到內(nèi)生性問題，本部分進一步采用工具變量法進行估計。本文采用的工具變量有兩類，第一類借鑒Arnold et al.(2011)的方法，他們認為我國外資產(chǎn)業(yè)政策通常與經(jīng)濟發(fā)展水平相近國家的政策趨于同步，而本國的經(jīng)濟行為并不會影響到其他國家的外資產(chǎn)業(yè)政策。因此，本文采用OECD的Stan數(shù)據(jù)庫公布的跨國各行業(yè)FDI規(guī)制程度，借鑒孫浦陽等(2015)方法，利用其公布的印度各行業(yè)數(shù)據(jù)作為工具變量，以緩解內(nèi)生性的影響(7)由于OECD的Stan數(shù)據(jù)庫公布的跨國各行業(yè)FDI規(guī)制程度數(shù)據(jù)中，制造業(yè)分行業(yè)數(shù)據(jù)較為粗糙，因此導致與投入產(chǎn)出表中制造業(yè)分行業(yè)數(shù)據(jù)無法完全對應，導致樣本缺失較為嚴重。。第二類參考陳敏等(2008)的做法，通過構(gòu)造歷史工具變量來解決內(nèi)生性問題，見式(13)。其中，F(xiàn)DI_valuei,r,1999表示采用1999年i行業(yè)r地區(qū)工業(yè)企業(yè)外資總產(chǎn)值，exchange_ratet代表歷年匯率水平。其構(gòu)建邏輯在于，過去時間段的外資開放會影響到現(xiàn)如今外資產(chǎn)業(yè)政策，但距離現(xiàn)在又較為久遠，以至于很難認為其會與當下經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生相關性，符合工具變量的基本要求。

IV_Historyirt=FDI_valueir,1999×exchange_ratet

(13)

表4展示了工具變量回歸結(jié)果，樣本A表示采用印度外資開放度指標作為工具變量的回歸結(jié)果，樣本B表示采用歷史工具變量的回歸結(jié)果。第(1)列控制了行業(yè)、地區(qū)以及年份固定效應，第(2)列則進一步控制年份、地區(qū)×行業(yè)固定效應。此外，考慮到弱工具變量問題，本文進一步采用有限信息最大似然法(Limited-information Maximum Likelihood，LIML)進行估計，LIML的優(yōu)勢在于可以避免由于模型界定錯誤而導致的一個方程參數(shù)估計值偏誤傳遞到模型所有其他方程參數(shù)估計值中，因而估計偏誤較小，其結(jié)果展示在第(3)列。

表4 工具變量回歸結(jié)果

由工具變量回歸結(jié)果可以看出，外資開放與產(chǎn)業(yè)升級之間仍為“倒U型”關系，且市場分割的弱化會對外資開放與產(chǎn)業(yè)升級之間的“倒U型”關系起到緩解，甚至翻轉(zhuǎn)的作用。工具變量回歸結(jié)果中，Kleibergen-Paap Wald檢驗的F值都超過了臨界值10，這說明本文的工具變量并不是弱工具變量。此外，本文仍采用LIML估計進一步進行穩(wěn)健性分析，實證結(jié)果依然穩(wěn)健。

2.替換指標、引入更多控制變量與剔除樣本

(14)

其次，為了避免被解釋變量指標測量偏差造成回歸結(jié)果偏誤，我們進一步構(gòu)建地區(qū)-行業(yè)層面全球價值鏈地位指數(shù)來替換產(chǎn)業(yè)升級指標，一般而言，全球價值鏈地位越高，該產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平越深化。具體測算方法見式(15)，IV表示行業(yè)出口中間附加值，即經(jīng)過進口國加工并出口到第三國銷售的價值增值部分；FV表示行業(yè)出口中的國外附加值，X表示總出口。

(15)

此外，由于生產(chǎn)性服務業(yè)是與制造業(yè)配套的服務產(chǎn)業(yè)，本文進一步將科學研究服務、交通運輸服務、教育文化服務以及金融保險服務等生產(chǎn)性服務變量納入回歸模型，以考察結(jié)果穩(wěn)健性。同時，考慮到可能存在某些地區(qū)某些行業(yè)表現(xiàn)過于優(yōu)異，其總流出增加值率在整個樣本中過于“突出”，以至掩蓋整體的實際情況，影響估計結(jié)果。因此，本文對各地區(qū)制造業(yè)下各細分行業(yè)的總流出增加值率進行排序，剔除排名前10位的樣本，使得回歸結(jié)果更具有普遍性和說服力。

表5展示了替換指標、引入更多控制變量以及剔除部分樣本后的回歸結(jié)果(8)本文還進行了替換指標、引入更多控制變量以及剔除部分樣本后的OLS估計，由于篇幅限制，結(jié)果不再列示，備索。。第(1)-(2)列為替換市場分割指標，并分別利用印度外資開放度工具變量和歷史工具變量回歸的結(jié)果，(3)-(4)列為加入生產(chǎn)性服務業(yè)控制變量后并使用相應工具變量回歸的實證結(jié)果(9)限于篇幅原因，表5未展示加入的生產(chǎn)性服務控制變量的估計結(jié)果，結(jié)果顯示科學研究服務、交通運輸服務、教育文化服務的提升均對地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級起到促進作用，金融保險服務對產(chǎn)業(yè)升級的作用結(jié)果為負，但未通過顯著性測試。備索。。第(5)-(6)列為替換產(chǎn)業(yè)升級指標并使用相應工具變量回歸的實證結(jié)果。其中，樣本A為全樣本估計結(jié)果，樣本B展示了在剔除總流出增加值率排名前10位的細分行業(yè)后的估計結(jié)果，可以看出，回歸結(jié)果均較為穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性回歸結(jié)果

(三)進一步分析(10)本文還進行了機制分析，但由于篇幅所限，結(jié)果不再列示，備索。

結(jié)合我國地區(qū)特征以及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移特征，本部分進一步將樣本分為沿海與內(nèi)陸地區(qū)、不同產(chǎn)業(yè)升級水平、不同程度市場分割3種情況，以檢驗外資開放和市場分割對產(chǎn)業(yè)升級的異質(zhì)性影響。表6樣本A展示了沿海與內(nèi)陸分組的回歸結(jié)果，(1)(3)列分別采用印度外資開放度和歷史工具變量檢驗外資開放對內(nèi)陸地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級的影響，(2)(4)列則分別對應于沿海地區(qū)的結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)外資開放主要作用于內(nèi)陸地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級，而對沿海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級并未通過顯著性檢驗。產(chǎn)生上述結(jié)果的原因可能在于：首先，本文主要探討的是外資開放對我國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)升級的影響，而當前我國制造業(yè)大量西遷，形成了制造業(yè)主要集中于內(nèi)陸地區(qū)的分布特征，因此外資開放對內(nèi)陸地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級作用更為顯著；其次，就產(chǎn)業(yè)現(xiàn)實情況而言，由于參與全球分工，我國東部沿海地區(qū)實現(xiàn)了飛速發(fā)展，能夠長期維持在東部沿海地區(qū)的制造業(yè)，無論從技術水平，抑或管理經(jīng)驗方面來看，都居于領先水平，而中西部內(nèi)陸地區(qū)的制造業(yè)大多是承接的東部沿海地區(qū)的制造業(yè)產(chǎn)能轉(zhuǎn)移，因此，外資開放對內(nèi)陸地區(qū)更為顯著。

為了探究外資開放和市場分割對產(chǎn)業(yè)升級的協(xié)同影響區(qū)間，表6樣本B進一步采用分位數(shù)回歸?？梢园l(fā)現(xiàn)，在50%和75%分位數(shù)上，外資開放對產(chǎn)業(yè)升級的影響顯著，且作用結(jié)果逐漸增強，同時市場分割也發(fā)揮著顯著的負向作用；而在25%和90%分位數(shù)上，外資開放與市場分割對產(chǎn)業(yè)升級的協(xié)同作用并不顯著。一方面，這說明水平較低的產(chǎn)業(yè)競爭力不足，吸收能力較低，無法充分吸收FDI的溢出效應；另一方面，這說明外資開放引進的FDI在水平最高的產(chǎn)業(yè)中并沒有充分發(fā)揮溢出效應，原因可能在于引進的FDI相對質(zhì)量不高。

此外，我們按市場分割程度將樣本分為兩類，一類是市場分割程度較小的地區(qū)(市場分割小于均值)，另一類是市場分割較大的地區(qū)(市場分割大于且等于均值)，回歸結(jié)果展示在表6樣本C。(1)、(3)列針對市場分割程度較大的地區(qū)，(2)、(4)列針對市場分割程度較小的地區(qū)，并分別采用聚類在地區(qū)和地區(qū)-行業(yè)層面的聚類標準進行回歸檢驗，可以看到在市場分割較大的地區(qū)，外資開放對產(chǎn)業(yè)升級的影響呈現(xiàn)顯著“倒U型”，而在市場分割較小的地區(qū)，外資開放對產(chǎn)業(yè)升級的“倒U型”影響不顯著，這從側(cè)面證實了市場分割在外資開放影響產(chǎn)業(yè)升級中的調(diào)節(jié)作用。

表6 分樣本回歸結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

當前世界正處于“百年未有之大變局”中，這對我國進一步推動產(chǎn)業(yè)升級，并實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展提出嚴峻的挑戰(zhàn)?！笆奈濉币?guī)劃指出，要加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局。一方面，我國政府積極推動實現(xiàn)高水平對外開放，通過持續(xù)簡化外資審批程序，優(yōu)化營商環(huán)境，加大對外資開放力度；另一方面，我國政府對內(nèi)深化改革，努力破除行業(yè)壟斷和地方保護，促進國內(nèi)統(tǒng)一大市場形成。在此背景下，本文首先對《目錄》進行量化，構(gòu)造我國外資開放度指標；其次，采用價格法測算了我國省際地區(qū)市場分割程度；再者，采用我國省際區(qū)域間投入產(chǎn)出表，借助貿(mào)易增加值核算框架，測度我國各省區(qū)制造業(yè)細分行業(yè)的總流出增加值率作為省級行業(yè)層面產(chǎn)業(yè)升級的代理指標；最后，利用上述指標實證考察了市場分割視角下外資開放對產(chǎn)業(yè)升級的非線性影響。

本文結(jié)論如下：(1)外資開放與產(chǎn)業(yè)升級之間存在“倒U型”關系；(2)市場分割的弱化會對外資開放與產(chǎn)業(yè)升級之間的“倒U型”關系起到緩解，甚至翻轉(zhuǎn)的作用，尤其是在外資開放程度較高時，外資開放對產(chǎn)業(yè)升級的抑制作用會隨著市場分割弱化而得以緩解，甚至轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M作用。換言之，我國在持續(xù)深化外資開放以推動產(chǎn)業(yè)升級過程中需要配合統(tǒng)一的大市場。(3)外資開放作用于產(chǎn)業(yè)升級具有明顯的地域特征，在內(nèi)陸地區(qū)作用顯著，而沿海地區(qū)則不顯著；此外，在市場分割較嚴重的地區(qū)，外資開放對產(chǎn)業(yè)升級存在顯著的“倒U型”關系，而在市場分割較弱的地區(qū)，“倒U型”關系則不再顯著。(4)在50%和75%分位數(shù)上，外資開放對產(chǎn)業(yè)升級的影響顯著，且作用結(jié)果逐漸增強，同時市場分割也發(fā)揮著顯著的負向作用；而在25%和90%分位數(shù)上，外資開放與市場分割對產(chǎn)業(yè)升級的協(xié)同作用并不顯著。這一方面說明水平較低的產(chǎn)業(yè)由于競爭力不足，吸收能力較低，無法充分吸收FDI的溢出效應；另一方面說明當前外資開放引進的FDI質(zhì)量并不高，在水平最高的產(chǎn)業(yè)中發(fā)揮不出溢出效應。

本文的研究發(fā)現(xiàn)具有重要的政策啟示：首先，外資開放與產(chǎn)業(yè)升級之間存在“倒U型”關系。這說明政府需要審慎對待以往單純追求外資數(shù)量的傳統(tǒng)外資開放政策，應科學推進高水平開放，以追求引資質(zhì)量為主，實現(xiàn)高水平的國際循環(huán)。其次，隨著市場分割弱化，外資開放與產(chǎn)業(yè)升級間的“倒U型”關系會緩解，甚至出現(xiàn)翻轉(zhuǎn)。這肯定了統(tǒng)一大市場的作用，政府在實現(xiàn)更高水平外資開放的同時，更要深化市場改革，著力推進國內(nèi)大循環(huán)的暢通，真正做到以國內(nèi)大循環(huán)為主體，國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局。最后，分位數(shù)回歸結(jié)果顯示在25%和90%分位數(shù)上，外資開放與市場分割對產(chǎn)業(yè)升級的協(xié)同作用并不顯著。這要求政府在推動外資開放進程中，應切實依據(jù)各產(chǎn)業(yè)水平進行相應的引資工作，保證國際循環(huán)的高效率。