制造业企业OFDI能否抑制其“脱实向虚”？

聂 飞 李 磊

(1.华中农业大学，湖北 武汉 430070；2.南开大学，天津 300071)

一、引言

近年来，中国逐渐进入了工业化后期阶段，国内“成本洼地”优势日渐消失，因而，制造业发展面临着劳动力成本上升、贷款利率攀升等方面的不利冲击。伴随着实体经济投资回报率持续下降，大量制造业资本涌入高收益率的金融、房地产等行业，导致经济“脱实向虚”趋势明显；同时，当金融资本代替产业资本成为主导的资本形态时，社会“去工业化”和资产泡沫化矛盾加剧，造成制造业发展受损(张春鹏 等，2019)。对于制造业企业偏离其主营业务而过度依赖金融投资的金融化现象，有学者将其定义为制造业企业“脱实向虚”(彭俞超 等，2018)(1)国家统计局数据显示，截至2018年末，金融业和房地产业占GDP比重分别达到7.7%和7.0%，远超其他服务业部门(如体育经济、博彩业、收藏业等部门)。由于金融业和房地产业体量庞大，且存在非实体投资的性质，故将此作为本文分析的重点行业。。然而，纵观近年来中国制造业如火如荼的企业“走出去”发展现象，对外直接投资(Outward Foreign Direct Investment，简称为OFDI)已然成为推动制造业企业转型升级的潜在力量。商务部统计数据显示，截至2017年末，中国非金融类OFDI累计达到16062.5亿美元，制造业OFDI所占比重达到12.6%。中国制造业企业OFDI加快不仅给人民币贬值以强有力压力，还成为其对外产业转移的重要途径。应该看到，人民币贬值直接影响了制造业企业进口中间商品成本、出口商品价格和进口商品市场渗透度，而对外产业转移则会影响制造业企业的全球价值链布局，通过作用于制造业企业的销售收益，这构成了影响其“脱实向虚”的潜在因素。由此，我们迫切想知道的是：制造业企业OFDI是否对其“脱实向虚”存在抑制作用？汇率传导机制和对外产业转移传导机制又是否存在呢？对此问题进行研究，这不仅有助于我们理清制造业企业OFDI与其“脱实向虚”的逻辑关联问题，还对于提振中国实体经济发展具有重要的政策意涵。

为了检验制造业企业OFDI对其“脱实向虚”的影响，我们将结合2007—2014年《国泰安数据库》、《中国海关数据库》和《境外投资企业(机构)名录》进行手工匹配，从而生成一套合并数据。之所以需要用到《国泰安数据库》，是因为只有沪深两市A股上市公司年报中才有详细的资产配置信息，这也正是我们用以计算制造业企业金融化水平、识别其“脱实向虚”程度的关键；况且，该数据库也包括上市公司年报中的其他信息，从而为我们控制这些因素以准确进行因果识别提供了可能。选择《中国海关数据库》的原因在于，该数据库包括企业进出口贸易数据，是计算企业特定实际有效汇率和企业分工地位的基础。商务部《境外投资企业(机构)名录》是当前被广泛用于识别微观企业OFDI行为的数据库，由于该数据库只含审批通过的企业境外投资项目信息而不含具体投资金额，故我们采用连续型双重差分法(Difference-in-Difference，简称为DID)对此予以识别。在已有研究基础上，本文的边际贡献主要体现在以下三个方面：其一，现阶段对于制造业企业OFDI与其“脱实向虚”关系的研究甚少，本文基于汇率和对外产业转移双重视角的研究能够为理清两者关系提供了可行的切入点；其二，制造业企业OFDI的“脱实向虚”效应本质上属于微观问题，运用手工匹配的上市公司数据进行研究可以为佐证本文理论分析提供确凿的证据；其三，在方法层面，本文将制造业企业OFDI行为视为随机实验，运用连续型DID方法准确评估制造业企业OFDI对其“脱实向虚”的影响，能够弥补传统OLS等单差分方法所存在的内生性偏差问题。

二、文献综述和机制分析

现有研究围绕制造业企业“脱实向虚”的成因进行了多方面探讨。Orhangazi(2008)认为，在委托代理的薪酬激励理论下，制造业企业管理层会选择减少收益率较低的生产投资，而将更多资本用于收益率较高的金融投资。基于此，部分国内学者探讨了过度融资行为(文春晖 等，2018)、资产长期短缺(杨胜刚 等，2018)、实体税负(徐超 等，2019)、利率市场化改革(杨筝 等，2019)等因素对制造业企业“脱实向虚”的影响。遗憾的是，目前尚没有文献从OFDI角度入手，分析其对制造业企业“脱实向虚”的影响及因果识别机制，这为本文分析制造业企业OFDI影响其“脱实向虚”的汇率传导机制和对外产业转移传导机制提供了可能。

(一)汇率传导机制

一方面，关于制造业企业OFDI对汇率波动的影响研究由来已久。早期基本因素均衡汇率决定理论认为，均衡汇率由一国内部均衡条件和外部均衡条件共同决定(Williamson，1983)；随之出现的均衡实际汇率理论则将外部均衡条件拓展为——资本账户余额、经常账户余额与货币存量变动均保持稳定(Edwards，1989)。后续研究从经验层面对这一观点予以证实(吴丽华 等，2014)。另一方面，汇率波动的贸易效应研究肇始于Helpman et al.(2004)等提出的新新贸易理论，这一理论以差异化产品、规模经济和垄断竞争模型为基础，通过引入企业异质性来解释企业出口行为，其中有观点认为，汇率波动作为外部冲击会引发出口企业的边界和出口区位选择行为的变化。Dai et al.(2017)测算了企业层面有效汇率，并指出了汇率波动价格传递所引起的贸易效应异质性，并将之区分为进口成本、出口价格和进口渗透三类效应。由此不难发现，制造业企业OFDI会造成外汇储备减少，进而形成对人民币贬值的压力。人民币贬值的贸易效应通过影响制造业企业销售收益来改变其投资决策，这是制造业企业OFDI影响其“脱实向虚”的汇率传导机制。接下来，我们分三类效应对汇率传导机制进行详细分析。

1.进口成本传递效应

制造业企业OFDI通过人民币贬值进口成本传递效应对其“脱实向虚”的影响并不确定。对于存在内销产品的制造业企业，OFDI引起的人民币贬值意味着进口中间商品成本上升，制造业企业会依据成本加成定价方式来提高国内产品销售价格，这也可以利用人民币汇率与国内市场价格之间联动关系的相关文献来解释。如李广众等(2008)考察了人民币汇率波动性对部分初级产品国内价格水平的影响；纪敏(2009)考察了需求拉动、成本推动和货币冲击三条渠道人民币汇率冲击对国内价格波动的影响。虽然制造业企业的提价策略会引起其销售数量的下降，但仍取决于市场需求弹性。对于需求弹性较大的制造业企业，提价会引起销售数量的较大幅度下滑，销售收益也会下降，制造业企业会减小生产投资规模，转而购买金融资产以保值升值，“脱实向虚”程度会随之上升；反之，制造业企业生产收益则会上升，相关企业会增加生产投资规模而减少购买金融资产，“脱实向虚”程度会随之下降。

2.出口价格传递效应

制造业企业OFDI通过人民币贬值形成的出口价格传递效应对其“脱实向虚”的影响并不确定。对于存在外销产品的制造业企业，OFDI引起的人民币贬值会带来出口商品价格下降和出口商品销售数量增加，两者会形成影响制造业企业销售收益的合力，而制造业企业销售收益变化情况则取决于制造业企业出口需求弹性。如宋超等(2017)考察了人民币汇率对中国加工贸易和一般贸易企业出口的影响。对于出口需求弹性较高的制造业企业，人民币贬值带来的价格下降幅度小于数量上升幅度，这会增加制造业企业的销售收益，促进其扩大生产投资规模，并减少对金融资产的购买，对其“脱实向虚”具有抑制作用；反之，制造业企业的销售收益则会下降，进而会减小生产投资规模，并将更多资金用于购买金融资产，对其“脱实向虚”具有加剧作用。

3.进口渗透传递效应

制造业企业OFDI通过人民币贬值形成的进口渗透传递效应对其“脱实向虚”存在抑制作用。对于存在内销产品的制造业企业，OFDI引起的人民币贬值会导致进口商品的本地销售价格提升，强化当地制造业企业商品的价格优势，这能够缓解当地的输入型市场竞争，有助于制造业企业凭借其产品价格优势形成对进口商品的反向市场掠夺效应。如张涛等(2015)研究发现，人民币升值会通过进口竞争效应显著提高国内竞争程度较弱的行业中的非出口企业的生产率。反向市场掠夺效应表明了制造业企业销售收益增加，会促使其扩大生产投资规模和减少金融资产购买，对其“脱实向虚”具有抑制作用。当然，人民币贬值所引起的反向市场掠夺效应也受到进口商品和制造业企业商品的需求弹性差异的制约。尤其在当地对进口商品的需求价格弹性偏高的情况下，制造业企业对进口商品的反向市场掠夺效应越强，销售收益上升对生产投资规模扩张的刺激作用就越明显，对其“脱实向虚”的抑制作用就越大。

(二)对外产业转移传导机制

现有文献主要对OFDI的对外产业转移效应的动因进行分析，且间接提供了一些经验证据。早期国际直接投资理论从生产专业化的角度给出跨国公司OFDI与对外产业转移关系的初步解释，即：跨国公司OFDI有利于母国海外市场扩张，延长产品生命周期，可以将母国夕阳产业转移给其他国家，以支持本国新兴产业发展；同时，跨国公司的所有权优势、内部化优势和区位优势决定了对外产业转移的特征(Vernon，1966；Dunning，1977；Kojima，1978)。鉴于一国对外产业转移与产业结构变动密切相关，已有部分研究从产业结构的视角证实了OFDI的对外产业转移效应(章志华 等，2019；孔群喜 等，2019)。近年来，关于对外产业转移对中国全球价值链分工地位影响的研究文献屡见不鲜。如杨子帆(2016)研究发现，对外产业转移与中国全球价值链分工模式存在耦合关系；李军等(2019)基于“一带一路”的现实背景研究发现，对外产业转移能够实现中国民营企业转型升级。鉴于中国制造业企业OFDI存在异质性动机，这一异质性动机涵盖商贸服务型、当地生产型、研究开发型和资源寻求型四种类型(李磊 等，2016)，异质性动机OFDI引发的对外产业转移分工模式不尽相同，从而会通过影响制造业企业销售收益来改变其投资决策，这是制造业企业OFDI影响其“脱实向虚”的对外产业转移传导机制。接下来，我们分四类动机进行详细说明。

1.商贸服务型OFDI

这一类型是制造业企业以出口服务为目标的市场寻求型投资，此类投资不在东道国生产产品，而是从母公司进口商品到东道国市场进行销售并提供售后服务。制造业企业商贸服务型OFDI能够推动制造业企业将主营业务组成部分——销售服务环节进行对外转移，这有利于充分挖掘海外市场潜力，为母公司出口增加创造机遇，而通过分工地位变化对其“脱实向虚”可能产生两种不同影响，具体表现在：其一，出口增加会导致母公司全球价值链分工地位的低端锁定，母公司会更多地从事低附加值产品的加工生产，贸易条件的持续恶化会降低母公司的销售收益，抑制母公司长期进行生产性投资的积极性，并将更多资金用于金融资产的购买，对其“脱实向虚”具有加剧作用；其二，出口增加有利于母公司全球价值链分工地位攀升，母公司通过转型从事高附加值产品生产和升级产品的生产技术、工艺以满足海外高标准的质量要求，这会优化贸易条件，提高母公司销售收益，促使其减少金融投资转而增加生产性投资，从而对其“脱实向虚”具有抑制作用。

2.当地生产型OFDI

这一类型是制造业企业在不同的国家复制相同的生产行为。由于将产品的生产扩展到国外，具体又可区分为水平型当地生产型OFDI和垂直型当地生产型OFDI两种类型，制造业企业两类当地生产型OFDI所引起的全球价值链分工地位变化亦有多种可能，对其“脱实向虚”的影响也存在不确定性。水平型当地生产型OFDI表现为制造业企业在不同的国家复制相同的生产行为，将主营业务组成部分——最终商品生产环节进行对外转移，母公司生产和子公司生产的重叠会产生出口替代。出口替代不利于母公司全球价值链分工地位的巩固，从而造成贸易条件恶化，销售收益会随之减少，这会打击母公司生产性投资的积极性，加快生产性资本向金融部门流动，对其“脱实向虚”具有加剧作用；然而，出口替代还会产生对母公司生产转型的倒逼力量，促使这些企业从事高附加值商品生产，以推动全球价值链分工地位攀升和贸易条件优化，销售收益会随之上升，母公司减少金融投资而增加生产性投资，从而对其“脱实向虚”具有抑制作用。垂直型当地生产型OFDI相当于制造业企业生产链在国外的延伸，通过将主营业务组成部分——中间商品生产环节转移到东道国，母公司生产与子公司生产的互补会产生垂直网络关联。母公司在剥离了高附加值的中间商品生产环节之后，通过与子公司的内部化交易而从事组装、贴牌的生产，这虽然节约了交易成本，但会造成母公司全球价值链分工地位固化和贸易条件恶化，销售收益反而会随之减少，从而加快制造业企业生产性资本向金融部门流动，对其“脱实向虚”具有加剧作用；然而，母公司能够借助于这种垂直专业化获取物美价廉的中间商品，服务于高附加值商品的研发、标准化生产等，推动母公司全球价值链分工地位由低端向中高端升级，优化贸易条件，使得销售收益随之增加。因而，制造业企业减少金融投资而增加生产性投资，对其“脱实向虚”具有抑制作用。

3.研究开发型OFDI

这一类型是制造业企业在技术领先的东道国建立研发机构以获取技术优势的投资行为。此类投资会推动制造业将企业主营业务组成部分——技术创新环节进行对外转移，子公司利用东道国的研发资源所形成的技术创新成果对母公司具有“反哺效应”，这对母公司全球价值链分工地位的影响具有两面性，从而对其“脱实向虚”产生不同影响，具体表现为：其一，母公司会形成对子公司技术创新的路径依赖，滋生创新惰性，加上高附加值的研发部门的剥离，母公司的技术创新能力并不足，集中从事低附加值的生产活动，导致全球价值链分工地位的低端锁定和贸易条件恶化，销售收益会随之减少，对母公司长期生产性投资将会形成负向激励，生产性资本会向金融部门流动，对其“脱实向虚”具有加剧作用；其二，受益于子公司的技术支撑，母公司能够通过逆向技术溢出效应方式推动生产转型，进而从事高附加值的生产活动，推动全球价值链分工地位的攀升和贸易条件优化，销售收益会随之增加，制造业企业减少金融投资而增加生产性投资，对其“脱实向虚”具有抑制作用。

4.资源寻求型OFDI

这一类型是制造业企业对油气、矿产资源丰富的东道国进行投资的行为。此类投资会推动制造业企业主营业务组成部分——资源开采与加工环节进行对外转移，母公司可以通过逆进口的方式获取海外廉价自然资源，这有利于缓解限制自身发展的自然资源瓶颈，而全球价值链分工地位对其“脱实向虚”的影响具有两种潜在结果，具体表现为：其一，母公司进口子公司的廉价自然资源以降低进口投入成本，促使制造业企业形成成本导向型的生产模式，令母公司嵌入全球价值链的低端环节，从而导致贸易条件恶化，销售收益增量有限，对母公司生产性投资的持续激励作用不足，从而会倒逼母公司将额外资金用以购买保值增值的金融资产，对其“脱实向虚”具有加剧作用；其二，母公司进口子公司的廉价自然资源还会降低自然资源搜寻成本和市场交易成本，使其将额外资金用于研发设计、销售服务等高附加值领域的经营活动，这有利于母公司全球价值链分工地位攀升，优化贸易条件，销售收益也会随之增加，从而促使母公司减少金融投资而增加生产性投资，对其“脱实向虚”具有抑制作用。

三、计量模型和数据

(一)计量模型设定

为了检验制造业企业OFDI对其“脱实向虚”的影响，本文将制造业企业OFDI行为视为随机实验，通过构建连续型DID基准模型予以检验，方程设定如下：

CFi,t=c+α1Ofdii,t+α2xi,t+μj+νt+εi,t

(1)

其中，下标i、j、t分别表示制造业企业、行业、年份；c为常数项；αi为待估参数；CF表示制造业企业“脱实向虚”程度，使用制造业企业金融化水平测度(彭俞超 等，2018)，即CF=(制造业企业交易性金融资产+可供出售金融资产+持有至到期投资+发放贷款及垫款+衍生金融资产+长期股权投资+投资性房产)/制造业企业总资产(2)不同于自用房地产和作为存货的房地产，投资性房地产是指为赚取租金或资本增值或者两者兼有而持有的房地产，这些房地产应当能够单独计量和出售(新企业会计准则03号)，是会计报表中制造业企业用于房地产业投资的主体。；Ofdi为制造业企业是否进行OFDI的虚拟变量，“是”取值为1，“否”取值为0；xi,t为其他特征控制变量，主要包括：(1)营业收入增长率(Inc)，计算公式为“本年度制造业企业营业收入/上年度制造业企业营业收入-1”；(2)杠杆率(Lev)，使用总资产与所有者权益的比值表示；(3)净资产利润率(Roa)，使用制造业企业净利润与企业总资产的比值表示；(4)企业规模(Sca)，使用制造业企业总资产表示；(5)市场竞争(Com)，使用“1-赫芬达尔指数HHI”表示。μj、vt分别为行业固定效应、年份固定效应，εi,t为随机扰动项。

(二)数据说明

鉴于2007年起上市公司采用新会计准则，本文选择2007—2014年间1229家沪深两市A股上市制造业公司作为研究对象，共计6922个观测值构成非平衡面板数据，其中存在境外投资项目的上市公司数量为292家，占观测值总数的4.22%。上市公司财务数据来源于《国泰安数据库》，OFDI信息来源于商务部《境外投资企业(机构)名录》，进出口贸易数据来源于中国海关的《中国海关数据库》。为了消除异常值，对连续变量在前后1%的极端值进行了缩尾调整；按照证监会上市公司行业分类指引对行业进行了规整统一，剔除了金融类上市公司、明显存在异常值与缺失值的公司和研究窗口期被ST、PT处理的公司。借鉴田巍等(2013)的研究，采用“两步法”进行手工匹配：第一步，利用企业名称和年份，将《国泰安数据库》与《中国海关数据库》进行匹配；第二步，用邮政编码和电话号码将未匹配成功的制造业企业再次进行合并。考虑到相当一部分的制造业企业的投资去向是百慕大群岛、开曼群岛等避税港，我们将这部分的投资数据予以删除，再将《境外投资企业(机构)名录》与上述两套已经合并完成的数据进行合并。

四、实证结果分析

(一)初始检验

表1给出了初始检验结果。其中，列(1)—(4)分别为不含控制变量情况下不含任何固定效应以及依次加入年份、行业与双重固定效应的回归结果；列(5)—(8)对应于含控制变量情况下的相关回归结果。至少在5%显著性水平上，所有列中的Ofdi的系数均显著为负，这证实了制造业企业OFDI对其“脱实向虚”存在抑制作用。事实表明，近年来中国制造业企业OFDI正逐渐回归理性，参与全球价值链分工的能力得到了有效提升，从而降低了生产成本，提升了产品竞争力，生产性主营业务投资回报率得到了明显提升，加强了中国制造业企业投资实体经济的积极性，有利于抑制其“脱实向虚”。列(5)—(8)中的Lev、Roa的系数在1%显著性水平上均显著为负，说明杠杆率和净资产利润率越高的制造业企业更关注生产性主营业务的经营情况，在抑制“脱实向虚”方面卓有成效。其中，杠杆率体现在制造业企业负债份额，制造业企业有动力通过提升生产性主营业务投资份额来增强股票持有者的信心；净资产利润率反映了制造业企业生产盈利能力，净资产利润率越高的制造业企业更有动力扩大生产性主营业务投资份额。

表1 初始检验

(二)按制造业企业所有权性质和年龄划分

由于不同所有权性质的制造业企业OFDI行为的投资绩效可能存在差别，对其“脱实向虚”的影响亦可能存在差异。为此，我们根据《国泰安数据库》中的企业关系人性质分类标准，将制造业企业分为国有企业和非国有企业两类，回归结果如表2中列(1)—(2)和列(3)—(4)所示。在5%显著性水平上，无论加入控制变量与否，国有制造业企业OFDI对其“脱实向虚”的抑制作用仍然显著存在，但是非国有制造业企业OFDI对其“脱实向虚”的影响并不明显。不同年龄层面制造业企业的OFDI绩效也不尽相同，对其“脱实向虚”的影响也可能存在异质性。此外，我们使用制造业企业当年所处年份减去开业年份得到制造业年龄，取其均值将上市公司划分为低龄制造业企业和高龄制造业企业，回归结果如表2中列(5)—(6)和列(7)—(8)所示。在10%显著性水平上，无论加入控制变量与否，高龄制造业企业OFDI对其“脱实向虚”的抑制作用均显著成立，而低龄制造业企业OFDI对其“脱实向虚”的影响则不明显。

表2 按制造业企业所有权性质和年龄划分

(三)按制造行业属性划分

各类制造行业企业在资本配置选择上存在差异，导致行业间的制造业企业“脱实向虚”程度不尽相同(肖忠意 等，2019)。为了甄别行业异质性，我们根据上市公司行业代码，将饮料制造业、纺织服装皮毛制造业、木材家具制造业和造纸印刷业定义为劳动密集型制造业行业，将石油化学塑胶塑料制造业、金属非金属制造业和医药生物制品制造业定义为资本密集型制造业行业，将电子制造业、机械设备仪表制造业与其他制造业定义为技术密集型制造业行业。按制造业行业属性划分的检验结果如表3所示。其中，列(1)—(2)、列(3)—(4)和列(5)—(6)分别对应于劳动密集型制造业企业、资本密集型制造业企业和技术密集型制造业企业的回归结果。在10%显著性水平上，资本密集型制造业企业OFDI对其“脱实向虚”的抑制作用比较明显，劳动密集型制造业企业和技术密集型制造行业企业OFDI对其“脱实向虚”的影响均不显著。

表3 按制造业行业属性划分

(四)按省域经济特征划分

为了检验不同经济增长水平、金融深化水平地区的制造业企业OFDI对其“脱实向虚”的影响是否存在异质性，我们从省域层面予以检验。其中，以省域GDP增速均值为基准，将总样本划分为低增速地区和高增速地区，回归结果如表4中列(1)—(2)和列(3)—(4)所示。至少在10%显著性水平上，无论加入控制变量与否，低增速地区的制造业企业OFDI对其“脱实向虚”的抑制作用均稳健成立，但是高增速地区的制造业企业OFDI对其“脱实向虚”的抑制作用的显著性则不足。同时，以省域年末金融机构贷款余额占GDP的比重均值为基准，将总样本划分为低金融深化地区和高金融深化地区，回归结果如表4中列(5)—(6)和列(7)—(8)所示。至少在10%显著性水平上，无论加入控制变量与否，低金融深化地区的制造业企业OFDI对其“脱实向虚”的抑制作用都稳健成立，而高金融深化地区的制造业企业OFDI对其“脱实向虚”的抑制作用并不明显。

表4 按省域经济特征划分

(五)稳健性检验

为了检验模型内生性，我们在回归模型中加入被解释变量的一期滞后项，并将其转化为动态形式，采用GMM方法予以检验，回归结果如表5中列(1)—(2)所示。根据二阶序列相关检验接受了残差项不存在二阶序列相关性的原假设，过度识别检验也接受了工具变量不存在过度识别的原假设。一期滞后项的估计系数均不显著，说明制造业企业“脱实向虚”的动态演变特征不明显。在1%显著性水平上，无论加入控制变量与否，Ofdi的系数均显著为负，与前文回归结果保持一致。同时，为保证制造业企业OFDI的外生性，我们根据赤池信息(AIC)准则，将制造业企业是否进行OFDI的虚拟变量1—5期滞后项作为工具变量，使用2SLS方法予以检验，结果如表5中列(3)—(4)所示。通过第一阶段F检验发现，制造业企业是否OFDI的二元虚拟变量与其5期滞后项是高度相关的；在1%显著性水平上，识别不足检验和弱工具变量检验拒绝了原假设，过度识别检验无法拒绝原假设，证实了工具变量的可识别性。无论加入控制变量与否，制造业企业OFDI对其“脱实向虚”的抑制作用至少在10%显著性水平上仍然成立。

表5 内生性检验

五、传导机制的进一步分析

在前文中，我们证实了制造业企业OFDI对其“脱实向虚”存在抑制作用。接下来，我们重点检验制造业企业OFDI影响其“脱实向虚”的汇率传导机制和对外产业转移传导机制。

(一)汇率传导机制

借鉴Dai et al.(2017)的研究，本文先引入了三个企业特定实际有效汇率变量，再分别引入制造业企业是否进行对外直接投资的虚拟变量与三个企业特定实际有效汇率变量的交互项，用以检验汇率传导机制。含汇率因素的连续型DID拓展模型设定如下：

(2)

其中，c为常数项；βi为待估参数；xi,t为前文定义的特征控制变量；Rerprice为基于《中国海关数据库》测算的三类企业特定实际有效汇率变量，Rerimpcost为进口成本实际有效汇率，即制造业企业进口密集度与实际汇率的加权乘积之和，Rerexpprice为出口价格实际有效汇率，即制造业企业出口密集度与实际汇率的加权乘积之和，Rerimppen为进口渗透实际有效汇率，即进口商品渗透度与实际汇率的加权乘积之和，分别表示如下：

(3)

(4)

(5)

其中，Mi,k,t为第t年制造业企业i对东道国k的进口贸易额；Xi,k,t为第t年制造业企业i对东道国k的出口贸易额；Di,t为第t年制造业企业i的本地销售额；ln Ek,t为第t年中国与东道国k的双边实际汇率对数形式(3)为确保可比性，双边实际汇率使用CPI平减为2000年不变价形式。；Mi,k,t/∑p=1Mi,p,t为第t年制造业企业i对东道国k的进口密集度；Xi,k,t/∑p=1Xi,p,t为第t年制造业企业i对东道国k的出口密集度；Mi,k,t/(Di,t+∑p=1Mi,p,t)为第t年制造业企业i面临东道国k的进口商品的市场渗透度。

表6给出了汇率传导机制的回归结果。其中，列(1)—(2)、列(3)—(4)和列(5)—(6)对应于进口成本效应、出口价格效应和进口渗透效应。至少在10%显著性水平上，所有列中的Ofdi的系数均显著为负，说明即便加入了企业特定实际有效汇率变量，制造业企业OFDI对其“脱实向虚”的抑制作用仍然成立。列(3)—(4)中的Rerexpprice的系数在1%显著性水平上显著为正，说明出口价格汇率下降对制造业企业“脱实向虚”具有明显的抑制作用。值得关注的是，列(1)—(2)中的交互项Ofdi×Rerimpcost和列(3)—(4)中的交互项Ofdi×Rerexpprice的系数均不显著；虽然列(5)中的交互项Ofdi×Reimppen的系数在10%显著性水平上显著为正，但是列(6)加入了控制变量之后，该交互项的系数不再显著，没有证据显示制造业企业OFDI通过人民币贬值产生的进口成本效应、出口价格效应和进口渗透效应对其“脱实向虚”产生影响，即不存在汇率传导机制。之所以出现这种情况，是因为这与现阶段中国实施的有管理的浮动汇率制度有关，由于中国人民银行仍然可以通过有限的货币政策干预来确保汇率稳定，这在一定程度上改善了制造业企业OFDI所形成的人民币承压局面，稳定了制造业企业的投资回报率，导致对其“脱实向虚”的影响有限(朱孟楠 等，2019)。

表6 汇率传导机制

(二)对外产业转移传导机制

参考蒋冠宏等(2014)的研究，本文根据《境外投资企业(机构)名录》中的经营范围对制造业企业OFDI动机进行了初次筛选，对无法确定的制造业企业进行二次筛选，将其名称、投资国家、投资年份等信息与互联网进行交叉收缩确定，从而得到制造业企业的商贸服务型OFDI(Ofdipl)、当地生产型OFDI(Ofdilc)、资源寻求型OFDI(Ofdire)和研究开发型OFDI(Ofdird)(4)对《境外投资企业(机构)名录》的经营范围初步筛选时，将包含商贸、贸易、出口、进口、进出口、租赁、批发、零售、销售、商务、服务等关键词的投资定义为“商贸服务型OFDI”；将包含生产、制造、制作、加工、组装、改装、安装、维护、修理、包装等关键词的投资划分为“当地生产型OFDI”；将包含采矿、矿业、矿山、开采、矿产、勘探、能源、采选等关键词的投资划分为“资源寻求型OFDI”；将包含研究、开发、研发、技术、设计、研制等关键词的投资划分为“研究开发型OFDI”。。根据已有文献可知，制造业企业全球价值链分工地位是反映其对外产业转移的重要“风向标”，故在模型中加入分工地位变量Dvari,t；同时，再分别引入四类动机OFDI变量与该变量的交互项，用以检验对外产业转移传导机制。含对外产业转移因素的连续型DID拓展模型设定如下：

(6)

其中，c为常数项；γi为待估参数；xi,t为前文定义的特征控制变量；Ofdimoti表示制造业企业异质性动机OFDI虚拟变量；由于制造业分工地位是制造业企业对外产业转移的结果，故可将其全球价值链分工地位作为Dvari,t的代理变量。已有部分文献使用基于KWW理论下的GVC增加值方法对中国制造业行业分工地位进行了测算(Upward et al.，2013；王直 等，2015)。行业层面的分工地位无法反映企业的组成情况，可能存在偏差，在本文研究中并不适用。我们采用Kee et al.(2016)提出的制造业企业国内增加值与总出口的比值(Ratio of Domestic Value Added in Exports to Gross Exports，简称DVAR)计算方法，结合中国海关数据予以测算。具体公式为：

(7)

(8)

表7 对外产业转移传导机制

六、结论与政策启示

本文在剖析制造业企业OFDI影响其“脱实向虚”的双重传导机制基础上，构建连续型DID模型，利用2007—2014年《国泰安数据库》、《境外投资企业(机构)名录》和《中国海关数据库》手工匹配的1229家沪深两市A股上市制造业公司6922个观测值，运用非平衡面板数据予以检验。研究结果表明：(1)制造业企业OFDI对其“脱实向虚”总体上具有抑制作用；(2)高龄的国有制造业企业OFDI对其“脱实向虚”的抑制作用更明显，同时低增速和低金融深化地区的制造业企业OFDI能够显著抑制其“脱实向虚”；(3)制造业企业OFDI通过汇率传导机制对其“脱实向虚”的影响尚不明显，制造业企业研究开发型OFDI通过对外产业转移传导机制对其“脱实向虚”的抑制作用已经显现。

本文证实了制造业企业“走出去”是优化其资本配置的重要推力，具有丰富的政策意涵。政府应根据市场信息构建企业资本配置结构的信息披露和动态监控机制，尤其对于经营年限较高的国有制造企业，应将其列为“走出去”的重点扶持对象，为其开展境外投资项目“牵线搭桥”以及提供有效的信息服务、投资指导，这有利于国有制造业企业在全球范围内进行产业链布局，提高生产性投资回报率，有利于克服其生产效率较低的难题；随着省域经济增长加快和金融体制健全，政府既要维持制造业企业“走出去”的积极性，也应采取必要的监管措施和产业政策以避免制造业企业将境外投资所获得的盈余资本过度配置于金融部门；此外，制造业企业需自觉利用境外投资所获得的知识、品牌和专利等战略资源构筑后发技术优势，以推动价值链分工优势由低端向中高端攀升，提高自身核心竞争力，为国家实体经济繁荣贡献应有的力量。