沈宏亮 張佳 劉玉偉

內容提要：外商直接投資（FDI）約束下產業(yè)集聚作用于產業(yè)升級機制需進一步探討。本文使用1998-2013年中國工業(yè)企業(yè)數據，運用交互項回歸模型對三者關系進行實證檢驗，結果表明：產業(yè)集聚顯著促進了產業(yè)升級，引入FDI與產業(yè)集聚的交互項后，產業(yè)集聚對產業(yè)升級的總影響受到FDI引入規(guī)模的制約，只有達到拐點值后，產業(yè)集聚才能對產業(yè)升級起到促進作用。對于產業(yè)集聚的區(qū)域、行業(yè)、企業(yè)異質性分析發(fā)現，珠三角城市群、中低技術性行業(yè)、民營與資本密集型企業(yè)集聚的產業(yè)升級效應受FDI影響更明顯。因此，政府需繼續(xù)引導產業(yè)集聚式發(fā)展，擴大FDI規(guī)模，培養(yǎng)優(yōu)勢主導產業(yè)。

關鍵詞：產業(yè)集聚;外商直接投資;產業(yè)升級;城市群;異質性

中圖分類號：F424.4?文獻標識碼：A?文章編號：1001-148X（2020）02-0083-08

收稿日期：2019-07-31

作者簡介：沈宏亮（1970-），男，河北涿鹿人，首都經濟貿易大學教授，博士生導師，經濟學博士，研究方向：產業(yè)組織、產業(yè)升級;張佳（1992-），女，黑龍江五常人，首都經濟貿易大學博士研究生，研究方向：產業(yè)集聚、產業(yè)升級;劉玉偉（1991-），男，河南新鄉(xiāng)人，首都經濟貿易大學博士研究生，研究方向：對外直接投資、外商直接投資。

基金項目：國家社會科學基金項目“消費品安全的治理績效測度與改進路徑研究”，項目編號：13BJY132;首都經濟貿易大學研究生科技創(chuàng)新項目“生產性服務業(yè)聚集與制造業(yè)效率提升：基于區(qū)域發(fā)展不平衡視角”資助。

改革開放以來，產業(yè)集聚式發(fā)展帶動了中國經濟的高增長，其中珠三角、長三角和京津冀等區(qū)域尤為明顯。這些產業(yè)集聚區(qū)不僅引領經濟快速發(fā)展，也顯現出產業(yè)升級效應，但由于各個區(qū)域產業(yè)發(fā)育程度、集聚狀況、企業(yè)相互依存度等的不同，產業(yè)升級效應和程度存在差異。同時，不斷增多的外商直接投資（FDI）在一些集聚區(qū)不僅占有較大份額，而且與產業(yè)集聚的空間布局高度一致，不僅直接影響著中國的產業(yè)升級，而且必然對產業(yè)集聚的升級效應構成約束。

一、理論分析與命題提出

基于Alfaro和Charlton[1]的分析，本文把產業(yè)技術進步看成是資本深化的結果，資本深化的途徑主要是資本品種類的增加。

首先，假設企業(yè)以柯布-道格拉斯（C-D）生產函數進行生產：

每一時刻，國內總資本存量可以表示為：

外商nF種資本q（i）的要素報酬用ω（i）表示，將K的表達式帶入到生產函數中，根據企業(yè)利潤最大化假設可以得出：

由（11）-（13）式可以分別得出以下三個命題：

命題1：產業(yè)集聚促進產業(yè)升級，集聚程度越高，對產業(yè)升級的促進作用越大。靜態(tài)而言，產業(yè)集聚產生的內部和外部規(guī)模經濟優(yōu)勢可以節(jié)省生產成本。動態(tài)地看，產業(yè)集聚為企業(yè)創(chuàng)新和提高生產效率提供內在動力和外部壓力。

命題2：外商直接投資促進產業(yè)升級，外商直接投資規(guī)模越大，對產業(yè)升級的促進作用越大。FDI的引入促進資本積累，優(yōu)化資源配置。國內企業(yè)通過學習外資企業(yè)先進的技術水平、完備的管理經驗，加速自主創(chuàng)新，帶動產業(yè)升級。

命題3：在外商直接投資作用下，產業(yè)集聚促進產業(yè)升級，隨著FDI規(guī)模擴大，產業(yè)集聚對產業(yè)升級的正效應可能增大。隨著FDI引進規(guī)模的擴大，已有產業(yè)集聚的規(guī)模效應相應放大;FDI通過產業(yè)內溢出效應對國內企業(yè)產生示范作用，使其注重研發(fā)和創(chuàng)新，提高生產效率。FDI通過前向、后向的產業(yè)關聯作用，促使提供中間品和配套服務的國內企業(yè)提高技術水平，從而表現出產業(yè)間溢出效應;來自FDI產生的競爭雖然可能產生擠出效應，但是也激勵國內企業(yè)進行技術升級與改造。

二、模型設定、變量選擇與數據說明

（一）模型設定

由于產業(yè)升級受產業(yè)集聚、外商直接投資的影響，因此，建立本文的基礎模型（14）：

在（14）的基礎上，加入產業(yè)集聚與外商直接投資交互項，建立拓展模型（15）：

（二）變量選擇

本文采用Olley和Pakes[6]的OP估計法，計算全要素生產率（tfp）代表產業(yè)升級。與傳統的C-D函數估計方法相比，這樣可以克服聯立性偏差和選擇性偏差。鑒于工業(yè)企業(yè)數據存在數據缺失問題，使用1998-2007年的數據計算tfp。在穩(wěn)健性檢驗中，借鑒Turvey等[7]的做法，計算1998-2013年的勞動生產率代替全要素生產率。

2.解釋變量

產業(yè)集聚（agg）的測量方法主要有赫芬達爾指數（HHI）、空間基尼系數、區(qū)位熵以及EG集聚指數四種。由于根據空間基尼系數、區(qū)位熵計算的產業(yè)集聚度存在無法區(qū)分產業(yè)集聚類型的缺陷，Ellison和Glaeser[8]提出了EG集聚指數解決上述問題，公式如下：

按照2002年國民經濟行業(yè)分類，將制造業(yè)分成兩位數制造業(yè)及其所屬的四位數制造業(yè)，分別計算集聚度，并進行標準化處理。

外商直接投資（lnfdi），用當年實際利用外國投資加港澳臺投資總額作為衡量指標，并進行對數處理。

3.控制變量

控制變量包括：（1）政府補貼（lnsubsidy），政府補貼增加了企業(yè)的研發(fā)資金，進而帶動企業(yè)技術升級，采用政府補貼與企業(yè)銷售額之比的對數值表示，并用PPI平減進行處理。（2）企業(yè)利潤率（profit），盈利高的企業(yè)會加大創(chuàng)新投入，采用利潤總額與銷售額之比來表示。（3）融資約束（finance），過度的企業(yè)融資約束阻礙企業(yè)的研發(fā)和投資活動，致使企業(yè)生產率下降[11]，適度的融資約束能規(guī)范企業(yè)的生產活動，對企業(yè)生產率具有促進作用[12]，采用利息支出與固定資產總值之比表示。（4）企業(yè)年齡（age），企業(yè)學習效應隨著企業(yè)年齡的增長而提高，使企業(yè)生產率提高，也可能因為思想守舊而導致生產率下降，用企業(yè)的運營時間來表示。（5）企業(yè)管理水平（manage），高效合理的企業(yè)運行環(huán)境，對企業(yè)生產率有一定促進作用，用主營業(yè)務收入與平均資產總額之比表示。（6）國有比例（soratio），用國有資本和集體資本的總和與總實收資本的占比表示。

（三）數據說明

本文使用的數據來源于1998-2013年《中國工業(yè)企業(yè)數據庫》中全部國有工業(yè)企業(yè)和規(guī)模以上的非國有工業(yè)企業(yè)，由于數據庫中存在指標缺失和匹配混亂等問題，本文應用Brandt等序貫匹配方法[13]，參照“會計通用準則”對數據進行如下處理：刪除工業(yè)總產值、工業(yè)增加值、中間投入、從業(yè)人員數、企業(yè)銷售額、固定資產等數值為0、負值或缺失的樣本;去除企業(yè)營業(yè)利潤、應付工資為負或缺失的樣本;對企業(yè)總資產小于固定資產、總資產小于流動資產、企業(yè)生存年齡小于0、非國有企業(yè)主營業(yè)務收入小于500萬元等異常值進行刪除。由于1998-2002年中國工業(yè)企業(yè)數據庫采用的是GB/T4754-1994行業(yè)代碼，2003-2007年使用的是GB/T4754-2002行業(yè)代碼，所以將2002版行業(yè)代碼與1994版行業(yè)代碼進行轉換，通過合并、替代、刪除的方式確定所屬的國民經濟行業(yè)。本文所使用的包含287個市（縣）的城市層面的數據來自《中國城市統計年鑒》。

三、實證分析

（一）基準回歸分析

基準回歸采用面板固定效應模型，分析產業(yè)集聚、外商直接投資以及二者的交互項對產業(yè)升級的作用，其中，分別使用四位數制造業(yè)集聚指數和兩位數制造業(yè)集聚指數對產業(yè)集聚進行分析?；貧w結果如表1所示。

產業(yè)集聚度（EG）是本文關注的核心解釋變量，從表1第I、III、IV列看，在不加入其他變量的條件下，四位數制造業(yè)EG系數為0.0416，且在1%的水平顯著。加入外商直接投資（lnfdi）和其他控制變量后，EG系數分別為0.0137和0.0055且都顯著，表明產業(yè)集聚促進了產業(yè)升級，證實了命題1。

由第II列可以看出，在不加入其他變量的情況下，外商直接投資（lnfdi）的系數為0.1657且在1%的水平顯著，表明外商直接投資促進了產業(yè)升級，證實了命題2。

為了進一步檢驗FDI作用下產業(yè)集聚對產業(yè)升級的影響，引進產業(yè)集聚與FDI的交互項。如第V、VI列所示，在不加入控制變量的條件下，EG*lnfdi的系數為0.0299，在10%的水平下顯著。加入控制變量后，EG*lnfdi的系數為0.0287，在10%的水平下顯著。表明在FDI作用下，產業(yè)集聚對產業(yè)升級起到了促進作用，證實了命題3。

不難發(fā)現，加入交互項后，第VI列中產業(yè)集聚的系數為-0.0204，產業(yè)集聚對產業(yè)升級的總影響為“-0.0204+0.0287lnfdi”。表明在FDI處于較低水平時，產業(yè)集聚對產業(yè)升級起到抑制作用，當FDI處于較高水平時，產業(yè)集聚促進產業(yè)升級。這反映了當FDI引進規(guī)模較小時，產業(yè)集聚的外部規(guī)模經濟效應尚未得到發(fā)揮，對產業(yè)升級起到抑制作用。隨著FDI引進規(guī)模擴大，產業(yè)鏈上下游相關配套產業(yè)逐步發(fā)展起來，產業(yè)集聚的規(guī)模效應和空間溢出效應顯著，使集聚區(qū)的企業(yè)創(chuàng)新水平、生產效率提高，從而促進了產業(yè)升級。

在控制變量方面，加入交互項前后無本質性變化，經濟意義相同，且回歸結果也與基本預期相符，在此不做過多解釋。選取兩分位制造業(yè)集聚指數得出的回歸結果在方向上與四位數制造業(yè)相同，經濟意義一致。

（二）異質性分析

考慮到產業(yè)集聚存在明顯的區(qū)域、行業(yè)與企業(yè)差異，本文進一步分析FDI作用下區(qū)域、行業(yè)和企業(yè)異質性產業(yè)集聚對產業(yè)升級的影響。

1.區(qū)域異質性

為了考察不同區(qū)域產業(yè)集聚對產業(yè)升級的影響，根據2018年11月18日國務院發(fā)布的《中共中央國務院關于建立更加有效的區(qū)域協調發(fā)展新機制的意見》，將城市分為七大城市群。由于工業(yè)企業(yè)數據庫不包括港澳數據，所以將粵港澳大灣區(qū)改為珠三角城市群，共149個市（縣），回歸結果如表2所示。

可以發(fā)現：第一，交互項系數為正，說明整體而言，在FDI作用下，各個城市群的產業(yè)集聚都對產業(yè)升級起到了促進作用。其中，以廣州、深圳為中心的珠三角城市群促進作用最強;武漢為中心的長江中游城市群次之;成都、重慶為中心的成渝城市群、鄭州為中心的中原城市群、西安為中心的關中平原城市群之間差異不明顯，但都促進了產業(yè)升級。兩個例外城市群為以北京為中心的京津冀城市群和上海為中心的長三角地區(qū)，前一個城市群促進作用略低，后一個城市群不顯著。這是由于1998-2007年間，京津冀、長三角城市群中心城市發(fā)展快于周邊城市，資源吸納效應大于擴散效應，外商直接投資也主要集中在中心城市，結果導致產業(yè)集聚的產業(yè)升級作用不夠強。第二，除珠三角、長江中游城市群外，其他五大城市群的產業(yè)集聚系數均為正，表明產業(yè)集聚對產業(yè)升級的總體效應為正，成渝城市群的促進作用最強，京津冀次之，中原、關中平原城市群的影響不顯著。長江中游城市群產業(yè)集聚為負但是不顯著。珠三角城市群產業(yè)集聚對產業(yè)升級的總影響為“-0.0283+0.0173lnfdi”，即當FDI規(guī)模跨越拐點值后，產業(yè)集聚對產業(yè)升級起到促進作用，其原因是珠三角地區(qū)一直處于對外開放前沿，有吸引外資的良好區(qū)位條件，此時外資企業(yè)與國內企業(yè)容易形成競爭關系，如果FDI引入規(guī)模小，外資企業(yè)為了避免與國內企業(yè)進行同質化競爭，就會將FDI投入到稀缺行業(yè)，但是難以形成完整的產業(yè)鏈條，導致產業(yè)集聚的正外部性不明顯，從而對產業(yè)升級作用有限。大規(guī)模的FDI引入，才能更有效地發(fā)揮出FDI的技術溢出效應并作用于產業(yè)集聚，促進產業(yè)升級。

2.行業(yè)異質性

基于WIOD數據庫的劃分方式及OECD制造業(yè)的技術分類標準，將制造業(yè)劃分為高、中、低技術行業(yè)，分別研究FDI作用下這些不同技術水平的產業(yè)集聚與產業(yè)升級的關系，回歸結果如表3所示。

可以看出：第一，在FDI作用下，高、中、低技術行業(yè)集聚對產業(yè)升級產生的影響出現了差異。一個令人困惑的結果是，高技術行業(yè)的交互項系數不顯著。這可能是由于諸如航空設備制造業(yè)等高技術產業(yè)規(guī)模龐大，對外資質量等具有較高要求，產業(yè)集聚對產業(yè)升級的促進作用受到FDI的影響相對較小;中等技術行業(yè)的交互項系數為正且顯著。例如金屬冶煉業(yè)、塑料制成品等行業(yè)，引入FDI后，產業(yè)集聚對產業(yè)升級產生了促進作用;低技術行業(yè)的交互項系數為正且顯著。諸如食品飲料制造、紡織品制造等技術相對成熟的行業(yè)，外商直接投資進入后的集聚發(fā)展促進了產業(yè)升級。第二，從產業(yè)集聚系數看，中、低技術產業(yè)集聚對產業(yè)升級的總影響依賴FDI的引進水平。

3.企業(yè)異質性

按照企業(yè)各類資本占實收資本的比重，將企業(yè)劃分成國有、民營和外資企業(yè)。按照要素密集度的大小，將企業(yè)劃分為資本和勞動密集型企業(yè)，其中要素密集度運用固定資產凈值與從業(yè)人員數的比值計算，以中位數為界，將小于中位數的企業(yè)視為勞動密集型企業(yè)，大于中位數的企業(yè)視為資本密集型行業(yè)企業(yè)。企業(yè)異質性的回歸結果如表4所示。

結果表明，在所有制方面，第一，國有、民營、外資企業(yè)的產業(yè)集聚通過FDI作用均對產業(yè)升級起到促進作用，民營企業(yè)的促進作用最強。這是因為民營企業(yè)的市場化程度高，有吸引FDI的優(yōu)勢，容易在一定空間范圍內形成集聚，并能充分利用產業(yè)集聚產生的正外部性。第二，在產業(yè)集聚對產業(yè)升級的總影響中，國有企業(yè)集聚效應不顯著，在民營和外資企業(yè)中，只有當FDI引進達到一定規(guī)模，民營企業(yè)和外資企業(yè)集聚的產生升級效應才充分表現出來。

在要素密集度方面，第一，在FDI作用下，資本密集型企業(yè)的產業(yè)集聚對產業(yè)升級的促進作用強于勞動密集型企業(yè)，表明資本密集型企業(yè)對外資的技術溢出具有更強的吸收能力;第二，對于勞動密集型企業(yè)而言，產業(yè)集聚對產業(yè)升級的總影響依賴FDI的引進規(guī)模，只有大規(guī)模的FDI引進，才能促使勞動密集型企業(yè)不斷推進技術升級。

（三）內生性問題處理

考慮到產業(yè)集聚與產業(yè)升級之間可能存在反向因果關系，即產業(yè)集聚通過多種機制促進產業(yè)升級，而產業(yè)升級又會促進產業(yè)集聚的發(fā)生，由此會導致內生性問題。尋找合適的工具變量（IV）是解決內生性的標準方法，IV的選擇需要滿足兩個基本條件：第一，IV與解釋變量之間具有較強的相關性;第二，IV是外生的。本文選取城市就業(yè)密度和滯后2期的產業(yè)集聚指數作為工具變量。理由如下：首先，城市群的空間集聚吸引人員向集聚區(qū)流動，就業(yè)密度增加，技術、知識溢出效應明顯，從而進一步增強了該區(qū)域的集聚程度[14]。換言之，城市就業(yè)密度與產業(yè)集聚高度相關。城市就業(yè)密度為地區(qū)層面的數據，被解釋變量為企業(yè)層面的微觀數據，地區(qū)層面變量對微觀層面變量的影響較小，符合外生性的條件[15]。本文選取287個城市就業(yè)密度作為產業(yè)集聚的工具變量，城市就業(yè)密度（emp）指標表示為：emprt=Prt/Srt，其中，r表示城市，t表示年份，Prt表示r城市t年的就業(yè)人數，Srt表示r城市t年的土地面積。其次，滯后2期的產業(yè)集聚指數屬于歷史數據，不會對當前經濟發(fā)展和微觀企業(yè)產生作用，滯后2期的集聚指數與當期集聚指數具有直接的關系，符合工具變量的選取要求。使用工具變量法進行兩階段最小二乘回歸（2SLS），如表5所示。

結果顯示，LM statistic和Wald F statistic拒絕了“弱工具變量”的原假設，證明IV與潛在內生變量之間有較強的相關性，IV的選取合理。對應的研究結果也符合要求，進一步支持了基準回歸的結論。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了驗證上述分析結果的穩(wěn)健性，接下來采取1998-2013年的勞動生產率代替全要素生產率，用赫芬達爾指數（HHI）表示產業(yè)集聚，并采用分位數回歸重新估計產業(yè)集聚、FDI與產業(yè)升級之間的關系?；貧w結果如表6所示。

使用OLS回歸和0.1、0.25、0.5、0.75、0.9分位數回歸的結果無明顯差異，與基礎回歸在方向性上保持一致，經濟意義相同，從而表明本文核心結論穩(wěn)健可靠。

四、結論與建議

本文使用1998-2013年中國工業(yè)企業(yè)數據，運用交互項回歸模型對三者關系進行了實證檢驗，研究表明：第一，產業(yè)集聚和FDI促進產業(yè)升級，加入二者交互項，系數為正，說明產業(yè)集聚對產業(yè)升級的總效應受到FDI引入規(guī)模的影響，只有當FDI跨越拐點值后，對產業(yè)升級起到促進作用，二分位制造業(yè)與四分位制造業(yè)回歸系數方向保持一致。第二，在區(qū)域異質性中，引進FDI后，珠三角城市群產業(yè)集聚對產業(yè)升級的促進作用最強，在產業(yè)集聚對產業(yè)升級的總影響中，京津冀、長三角、成渝城市群起到顯著促進作用，長江中游、中原、關中平原城市群作用不顯著，珠三角城市群需考慮FDI的引進規(guī)模;在行業(yè)異質性中，引進FDI后，中、低技術集聚對產業(yè)升級起到促進作用，高技術集聚對產業(yè)升級作用不顯著，在產業(yè)集聚對產業(yè)升級的總影響中，中、低技術集聚需考慮FDI的引入規(guī)模;在企業(yè)異質性中，引進FDI后，民營企業(yè)集聚對產業(yè)升級的促進作用最強，在產業(yè)集聚對產業(yè)升級的總影響中，國有企業(yè)效果不顯著，民營和外資企業(yè)集聚需考慮FDI的引入規(guī)模;資本密集型企業(yè)集聚對產業(yè)升級具有更強的促進作用，且資本密集型企業(yè)集聚對產業(yè)升級的總影響為正，勞動密集型企業(yè)需考慮FDI的引入規(guī)模。第三，在使用城市就業(yè)密度和滯后2期的產業(yè)集聚指數作為工具變量做內生性問題處理，與使用勞動生產率表示產業(yè)升級，HHI表示產業(yè)集聚的分位數回歸穩(wěn)健性檢驗中，都得到了與基礎回歸意義一致的結果。

基于以上理論與實證分析結果，本文提出以下建議：首先，為了加快產業(yè)升級，要繼續(xù)引導產業(yè)集聚式發(fā)展，完善集聚區(qū)基礎設施，促使上下游相關配套產業(yè)共同發(fā)展，充分發(fā)揮產業(yè)集聚產生的“低成本、高效率、重技改、促創(chuàng)新”的外部性，形成經濟發(fā)展新動能。

其次，對于FDI引進規(guī)模較小的集聚區(qū)，應采取措施使FDI的引進數量跨越拐點值，達到資源的最優(yōu)配置;對于已經超過FDI拐點值集聚區(qū)，充分發(fā)揮產業(yè)集聚對產業(yè)升級促進作用的同時，引導外資流入戰(zhàn)略性新興產業(yè)、先進制造業(yè)等領域，使制造業(yè)邁向全球價值鏈中高端。

最后，各個城市群立足資源稟賦優(yōu)勢培養(yǎng)主導產業(yè)，提升城市群產業(yè)集聚水平，帶動產業(yè)升級。例如，長三角地區(qū)充分利用FDI，培育先進制造業(yè)集聚;珠三角城市群注重引進外資質量，培養(yǎng)國際先進的產業(yè)集聚區(qū);京津冀城市群合理規(guī)劃產業(yè)集群布局，加強區(qū)域間協調發(fā)展，促進產業(yè)升級;中原城市群進一步承接東部地區(qū)的產業(yè)轉移，合理利用FDI完善產業(yè)布局，提高制造業(yè)附加值，成為中國經濟發(fā)展新的增長極。

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（責任編輯：周正）