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摘要 外资制造业企业是跨国公司主导的层级型全球价值链的一部分，提高它们在该全球价值链中的增加值比例符合我国产业迈向全球价值链中高端的整体要求。本文研究层级型全球价值链中我国外资制造业企业承担创造价值活动的比重，即其增加值比例的影响机理;提出在跨国公司追求层级型全球价值链总价值最大化目标下，我国行业竞争加剧对外资制造业企业增加值比例有吸引效应和挤出效应两种影响，而企业市场地位提高能使其抵御行业内竞争的冲击。本文从中国工业企业数据库中筛选得到2538家外资制造业企业10年的平衡面板數据，检验上述假说，发现由于行业集中度低，行业无序竞争、过度竞争普遍存在，我国行业竞争对外资制造业企业增加值比例的影响以挤出效应为主，行业竞争加剧并不会显著影响高市场地位的外资制造业企业增加值比例。
关键词 外资制造业企业增加值比例行业竞争市场地位层级型全球价值链
一、问题的提出
十九大报告指出，促进我国产业迈向全球价值链中高端，培育若干世界级先进制造业集群，这是在新时代贯彻新发展理念，建设现代化经济体系的重要目标与任务。在该历史背景下，我国制造业要向全球价值链中高价值比例的环节攀升，逐步从全球价值链的简单组装、生产制造等环节，向研发设计、品牌营销等中高端环节延伸（刘志彪、张杰，2007）。以Gereffi（1999）为基石，国内外对全球价值链的研究极为丰富。这些研究成果可分为两类，第一类侧重于对全球价值链的结构测算（王直、魏尚进、祝坤福，2015），包括衡量中国在全球价值链中的分工地位等，例如以出口附加值分解为基础构造的GVC地位指数（Koopman， Wang and Wei，2012）、出口的本土附加值（Kee and Tang，2015）、GVC嵌入程度（吕越、罗伟与刘斌，2015）、GVC参与率（蒋庚华、陈海英，2018）、上游度与下游度（Antras and Chor， 2018）。第二类侧重于将全球价值链与其他重要经济变量联系起来研究彼此之间的影响关系，例如全球价值链与企业融资约束（Manova and Yu，2014）、制造业服务化（刘斌等，2016）、出口技术复杂度（刘维林、李兰冰与刘玉海，2014）、技术进步（王玉燕、林汉川与吕臣，2014）、企业效率（吕越、黄艳希与陈勇兵，2017）、国外对华反倾销（王孝松、吕越与赵春明，2017）、自主创业（田毕飞、陈紫若，2017）等。
但这些研究都对不同全球价值链的治理模式差异关注不够，缺乏对不同治理模式全球价值链的差异化研究，无法揭示它们在价值比例分配上的差异化机制。一是层级型治理模式，跨国公司在中国直接投资建设子公司，由后者生产组装或装配后销售，形成层级型全球价值链。此时，跨国公司采取内部一体化方式，根据全球价值链总价值最大化目标，自主决定在东道国子公司创造价值活动的比例，即外资制造业企业的增加值比例。二是模块化、关系型、俘获型、完全市场型等治理模式。中国本土企业承接外包订单，为其配套生产或组装加工。跨国公司采取市场外部化的方式来治理全球价值链，与东道国外部企业谈判决定后者的价值比例（Humphrey and Schmitz，2000）。
本文不试图宽泛研究全球价值链内中国制造业获取价值比例的影响因素与决定机理，而是聚焦层级型全球价值链，借鉴Li 和Liu（2014）的研究测量中国外资制造业企业的增加值比例;研究在层级型全球价值链总价值最大化目标下，跨国公司决定价值链环节最优分布格局时，我国行业竞争程度是否影响外资制造业企业的增加值比例，外资制造业企业市场地位是否能改变这种影响机制。需要强调，外资制造业企业增加值比例强调由主导层级型全球价值链的跨国公司部署从事生产经营活动时，在我国空间范围内，外资制造业企业创造的增加值占该全球价值链总价值的比重。由于外资制造业企业在我国经营需要使用本土要素和资源，也会有部分本土企业为其配套生产，所以外资制造业企业的部分增加值最终会被我国本土要素、资源所有者和本土企业获得。但不可否认，大部分增加值都被跨国公司获得。在此意义上，层级型全球价值链下外资制造业企业增加值比例上升符合我国产业迈向全球价值链中高端的整体要求，但并不等于我国本土制造业在全球价值链中获取的价值比例提高。本文的研究能为未来我国外商直接投资政策的调整提供参考。外资优惠的传统政策可能要让位于打造更为规范、公平和充分的国内行业竞争环境，以此吸引跨国公司将层级型全球价值链中更多的价值创造活动布局到我国。
二、行业竞争、市场地位影响外资制造业企业增加值比例的机理分析
全球价值链不同治理方式意味着全球价值链主导者与参与者之间的关系不同，彼此谈判势力不同，从而影响参与者在全球价值链中获取的增加值比例高低。在层级型全球价值链中，跨国公司以国际直接投资方式在东道国设立工厂，利用东道国的劳动力禀赋等要素优势完成组装制造等低技能环节，并将产品销往全球市场。它从全球价值链创造价值最大化的角度来决策在哪些东道国设立子公司，并决策在哪些子公司安排哪些价值创造活动，从而决定东道国的外资制造业企业在该全球价值链中获得的增加值比例。
（一）东道国行业竞争直接影响外资制造业企业增加值比例的机理：吸引效应与挤出效应
东道国行业竞争增强影响跨国公司在东道国子公司布局价值创造活动的决策，从而影响外资制造业企业增加值比例的机理，包括吸引效应和挤出效应两方面。吸引效应是当东道国行业竞争越激烈时，跨国公司倾向于在该国子公司配置更多的价值创造环节，东道国外资制造业企业的增加值比例越高。原因在于，首先，东道国行业竞争激烈，可能说明行业基础好，要素供给充足，存在大规模的专业要素市场，便于包括外资在内的潜在进入者进入该行业，有助于在该行业拓宽经营范围。其次，激烈的竞争将促使在位企业专业化投资，注重构建差异化竞争优势，更重视研发创新、管理效率和培育品牌等。行业发展处于良性循环态势，行业整体效率和发展水平提升将吸引跨国公司让东道国子公司承担更多的价值创造活动。再次，激烈的行业竞争推进资源在行业内有效配置，跨国公司如果要在东道国发挥其技术、管理等优势，就需要在子公司投入更多的内部资源，布局更多的价值创造活动，改善其经营业绩（赖俊平，2012）。 挤出效应是当东道国行业竞争越来越激烈时，跨国公司减少在该国子公司配置的价值比例，东道国外资制造业企业增加值比例降低。首先，东道国行业竞争强度提高可能源于产能过剩，导致全行业企业利润长期低下（吕政、曹建海，2000）。尽管子公司服务于全球价值链价值最大化，不一定以短期自身利润最大化为目标，但如果行业产能过剩导致子公司长期亏损，跨国公司就可能调整全球生产布局，减少其承担的价值创造活动。其次，东道国行业竞争强度提高可能源于产品同质、交易费用高等因素，导致行业过度竞争，在位企业短期行为普遍（夏大慰、罗云辉，2001），这会增加外资制造业企业公司在东道国的经营难度，导致跨国公司收缩在东道国的经营范围，减少子公司承担的价值创造活动。再次，东道国行业竞争强度提高还可能源于无序的恶性竞争。例如，新兴行业发展初期伴随市场规模爆发式增长，企业过度进入，彼此打价格战，彼此挖技术人员和管理人员，彼此抄袭产品设计创意（朱向红、王丽娜，2011），恶化当地产业发展的要素市场环境，不利于外资制造业子公司在东道国的经营。跨国公司会利缩小子公司的经营范围，甚至将相应价值创造环节转移到其他地区。
究竟是吸引效应，还是挤出效应起主导作用？这取决于东道国行业竞争的性质和特征，过度、恶性、无序、同质化行业竞争意味着挤出效应起主导作用，适度、良性、有序、差异化行业竞争意味着吸引效应起主导作用。两者共同决定东道国行业竞争强度对外资制造业企业增加值比例的影响方向，由此得到假说1。
假说1：东道国行业竞争程度提高时，外资制造业企业增加值比例的变化取决于吸引效应和挤出效应的相对大小。
（二）外资制造业企业市场地位间接影响其增加值比例的机理
外资制造业企业自身市场地位的高低也会改变东道国行业竞争程度对其增加值比例的影响机理。从企业异质性角度分析，外资制造业企业在东道国行业中市场地位可能源于其技术和资本等方面的优势，也可能源于其进入东道国行业的领先优势。企业市场地位是其面对行业竞争时，在行业中具备的综合竞争实力和竞争优势，直接体现在企业的经营绩效上。高市场地位直接表现为企业经营规模相对较大，经营业绩相对更好，利润率更高。如果跨国公司在东道国子公司拥有高市场地位，那它的竞争优势更明显，可能获取更多市场份额。即使同行业内企业激烈竞争导致其现有生产份额缩小，它也能及时发现并开拓新的市场空间，抵消行业竞争的负面冲击。从融资和创新角度分析，高市场地位企业更容易获得商业信用和银行贷款，融资更加便利（张新民、王珏与祝继高，2012;刘欢、邓路与廖明情，2015），资金营运质量提高（刘慧凤、黄幸宇，2017），进而支持企业研发创新（刘慧芬，2017）。面对无序恶性竞争导致的要素市场扭曲，高市场地位企業也有足够的实力去获取或保留高素质的要素投入，维持正常经营运行，不至于受到明显的负面冲击。这些都说明面对更为激烈的行业竞争，高市场地位的外资制造业企业将更有能力维持现有的经营战略，服务于跨国公司主导的全球价值链整体利益。高市场地位就相当于“护城河”，减少外资制造业企业受到行业竞争的负面影响。跨国公司也缺乏动机去主动调整这类子公司承担的价值创造活动，东道国的外资制造业企业增加值比例可能保持不变。
反之，如果在东道国的外资制造业企业市场地位较低，缺乏“护城河”的保护，则难以隔绝来自东道国行业竞争的负面冲击。陈志斌、王诗雨（2015）发现由于市场信息壁垒，行业竞争加强导致市场地位较低的企业现金流风险更大。低市场地位的外资制造业企业面对激烈行业竞争，更可能无法获得足够现金流去支撑正常经营，更可能被供应商追缴货款，甚至被起诉冻结账户与资产。在这种前提下，一旦东道国行业竞争加剧，跨国公司就会调整其承担的价值创造环节，甚至可能减少其增加值比例，以免其陷入经营困境，对全球价值链整体稳健运行带来威胁。由此得到假说2。
假说2：当外资制造业企业具有不同市场地位时，行业竞争程度增强对其增加值比例的影响有所差异;外资制造业企业市场地位提高有助于其抵御行业竞争增强对其增加值比例产生的负面影响。
由于2004年企业的工业总产值全部为空，所以本文在构造出十年外资企业的平衡面板后，将所有企业2004年的工业总产值赋值为2003年与2005年的中间值。，根据中国工业企业数据库的全部样本来计算赫芬达尔指数，既包括外资企业，也包括非外资企业。该指数最大值仅为0.11，这恰恰说明样本期内我国制造业整体较为分散，集中度很低，存在恶性竞争的可能性。参照张新民、王珏与祝继高（2012），陈志斌、王诗雨（2015）及刘慧凤、黄幸宇（2017）的做法，企业市场地位采用三个衡量指标，即利润率（pfrat）、主营业务利润率（mpfrat）、人均产值比（ppdcv）。前两者从盈利能力角度，第三者从生产能力角度，均较好地衡量企业在行业竞争中的综合实力与竞争地位，用三个指标衡量企业市场地位还能提高实证结果的稳健程度。控制变量包括人均中间品投入（pctdv）、人均工资（wage）、公司规模（size）、企业年龄（fage）、企业杠杆率（lev），本文还控制行业（二位码）和年份固定效应。为验证是否存在严重的多重共线性，本文计算所有解释变量的相关系数，绝对值最大的相关系数仅为0.59，低于0.7;还采用方差膨胀因子检验方法，得到VIF值均小于3，更远小于10。这两个结果都表明本文不存在严重的多重共线性。
四、行业竞争对外资制造业企业增加值比例的直接影响检验
（一）静态面板估计结果
本文先采用静态面板模型分析行业竞争程度提高对外资制造业企业增加值比例的直接影响，式（1）估计结果见表2。前两列都是混合回归，（1）列不控制行业和年份固定效应，且仅将行业竞争变量hhi纳入回归;（2）列控制行业和年份固定效应，并将所有控制变量纳入回归。从（3）列至（10）列，本文均采取静态面板模型的固定效应和随机效应两种方法，并通过Hausman检验确定最优估计模型，见表2最后一行，并在表2中仅汇报最优模型估计结果。另外，（3）列至（10）列依次添加控制变量，先控制对年份固定效应，再控制行业固定效应。 上表中，核心解释变量hhi的估计系数保持为正，通过5%的显著性检验，改变估计方法不影响该估计系数的显著性与正负号。第（1）列至第（10）列中，加入控制变量和控制年份与行业固定效应后，其估计系数维持在0.08-0.16。这说明，hhi降低，即行业竞争程度提高会减少外资制造业企业的增加值比例，假说1中挤出效应要超过吸引效应。其背后的原因在于，中国制造业行业中无序竞争现象较为普遍，行业竞争并不是合理竞争，更多体现为无序的低价恶性竞争;外资制造业企业的正常经营受到低价恶性竞争的冲击，这种低价恶性竞争导致跨国公司不愿意将生产环节更多布局在中国的子公司，最终表现为外资制造业企业的增加值比例下降。该结论对我国的启示在于，未来我国吸引外资要更加重视培育和维护良好的行业竞争秩序，更好地发挥吸引效应，抑制挤出效应，吸引跨国公司将更多的价值创造活动布局到在华子公司。
（二）稳健性检验：缩尾处理、分地区与动态面板系统GMM估计
本文对式（1）采取三种稳健性检验，均控制年份和行业固定效应，结果如表3所示。第一种是对核心解释变量hhi，控制变量pctdv、wage、size、fage进行1%缩尾，减少样本指标极端值对估计结果的扭曲，结果如表3第（1）列所示，Hausman检验表明固定效应模型优于随机效应模型。第二种是分地区检验，根据企业所处省份分为东、中、西部三组样本，第（2）-（4）列依次为东、中、西部样本的估计结果。Hausman检验表明东部、中部地区样本都应采用固定效应估计模型，而西部地区样本应采用随机效应估计模型。第三种是动态面板模型估计，结果见列（5），这是因为考虑到外资制造业企业增加值比例变动可能存在滞后效应，即当期增加值比例可能受到上一期增加值比例的影响。本文增加上一期增加值比例L.VR作为式（1）的解释变量，采用系统GMM方法估计，设定hhi、pctdv、wage、fage及其一阶、二阶滞后变量为内生变量，并最多使用三个更高阶滞后值为工具变量。AR（1）、AR（2）值分别为0.00、0.37，说明存在一阶自相关，但不存在二阶自相关;Sargan检验值为0.11，不存在过度识别，选取工具变量有效。
表3中第（1）列核心解释变量hhi的估计系数为正，通过10%的显著性检验，该结果与表2保持一致，说明制造业行业竞争越激烈，跨国公司向在华子公司布局的价值创造活动就越少，外资制造业企业增加值比例下降。第（2）至（4）列是地区分样本的估计结果，hhi估计系数均显著为正，并依次通过10%、5%和10%的显著性检验。这说明无论外资制造业企业位于我国东部、中部还是西部，行业竞争程度提高均将导致外资制造业企业增加值比例下降。比较表3中第（2）至（4）列与表2中第（10）列，全国样本中hhi系数为0.08，东、中、西部依次为0.06、0.35和0.34。这说明行业竞争程度提高对东部地区外资制造业企业增加值比例的负向影响远小于中、西部地区。这可能是因为东部地区是我国对外开放和经济社会发展的领先地区，地理条件、基础设施与产业配套方面更加完善，行业竞争秩序与竞争质量均优于中西部。第（5）列是系统GMM的估计结果，hhi估计系数依然显著为正，通过5%的显著性检验。外资制造业企业增加值比例滞后一期项的估计系数为正，并通过1%的显著性检验，说明上一期外资制造业企业增加值比例降低也会减少当期的增加值比例。
五、市场地位对外资制造业企业增加值比例的间接影响检验
本文验证假说2的第一种方法是划分高市场地位和低市场地位的两类外资制造业企业样本，均按照式（1）来估计行业竞争对增加值比例的影响，并比较这两个样本中的影响是否存在差异，结果见表4。该表分别在列（1）（2）采用利润率，在列（3）（4）采用主营业务利润率，在列（5）（6）采用人均产值比衡量外资制造业企业的市场地位，设定前40%作为高市场地位企业组[（列（1）（3）（5）），后60%作为低市场地位企业组[（列（2）（4）（6））]。该表依次采用静态面板模型，即混合模型、固定效应和随机效应估计第（1）至（6）列，检验结果表明均应该采取固定效应模型。
第（1）（3）（5）列中hhi系数均没通过显著性检验，这表明对于高市场地位的外资制造业企业而言，其增加值比例受到行业竞争程度的影响不显著。第（2）（4）列该系数通过1%的显著性检验，第（6）列该系数通过5%的显著性检验，说明对低市场地位外资制造业企业而言，行业竞争程度提高对其增加值比例有显著的负向作用。假说2成立。高市场地位的外资制造业企业有足够的能力去抵御受到无序竞争的负面影响，跨国公司就不会改变在该子公司安排的价值创造活动。而行业竞争程度加剧时，市场地位较低的制造业外资子公司更易受到无序竞争的负面冲击，甚至经营陷入困境，无法为跨国公司主导的全球价值链提供稳定高效的供给。跨国公司在全球布局价值鏈时，就可能将相应价值创造环节转移到其他国家或地区，该子公司承担的价值创造活动会减少。
第二种验证假说2的方法就是将市场地位与行业竞争的交叉项作为解释变量，估计式（2）中该交叉项的系数。表5是采用静态面板模型估计的结果，第（1）至（7）列为全样本，依次添加控制变量和年份、行业固定效应。表（5）中市场地位衡量指标是二元虚拟变量，将主营业务利润率mpfrat前40%样本的市场地位指标设定为1，后60%样本的市场地位指标设定为0，市场地位与hhi相乘得到交叉项ct1。
第（1）至（7）列逐步添加控制变量，行业竞争变量hhi估计系数始终显著为正。这说明当其他变量保持不变时，hhi下降，即行业竞争更加激烈将导致外资制造业企业增加值比例下降，这与前文保持一致。交叉项ct1估计系数始终不显著，解释为当市场地位从低转为高（市场地位值从0变为1）时，面对同样幅度的行业竞争强度增加，增加值比例并不会随之变化。这就说明当制造业跨国公司在华子公司具有较高市场地位时，我国行业竞争就不会显著影响其增加值比例。这与分样本估计的结论一致，再次验证假说2。 本文还采用动态面板模型，考虑上一期增加值比例可能影响当期增加值比例，将一期滞后项L.VR作为解释变量纳入计量方程，采用系统GMM方法估计式（2）。与表5类似，表6中第（1）至（4）列根据主营业务利润率mpfrat，列（5）、列（6）分别根据利润率pfrat和人均产值比ppdcv，前40%样本取值1，后60%样本取值0，构造衡量企业市场地位的二元虚拟变量，并依次与hhi相乘得到交叉项ct1、ct2、ct3。估计结果如表6。为提高结果稳健性，第（1）至（4）列依次添加控制变量，第（5）（6）列仅汇报包含全部控制变量的结果，且所有列都控制年份、行业固定效应。各列AR（1）、AR（2）值说明存在一阶自相关，但不存在二阶自相关;Sargan检验表明不存在过度识别，选取工具变量有效。
第（1）至（4）列中市场地位的衡量基于主营业务利润率，交叉项ct1的估计系数始终不显著，与表5相同。这再次证明跨国公司母公司在布局全球价值链时，考虑到高市场地位的子公司能有效抵御行业竞争的负向冲击，所以不会因为行业竞争程度提高而改变对其配置的价值比例，高市场地位外资制造业企业的增加值比例不会受到行业竞争加强的影响。第（5）（6）列分别基于利润率、人均产值比衡量市场地位，但交叉项ct2、ct3也都不显著，假说2再次得到证实。表6中增加值比例一期滞后项L.VR估计系数通过1%的显著性检验。这表明增加值比例动态演变存在滞后的正向影响，跨国公司更倾向于在上期中增加值比例更高的子公司配置更多的价值创造活动。
六、简要结论
本文研究在层级型的全球价值链中，行业竞争程度和外资制造业企业市场地位影响其增加值比例的机理。理论分析表明，东道国行业竞争程度直接影响外资制造业企业增加值比例，表现为吸引效应与挤出效应的相互作用;外资制造业企业在东道国的市场地位提高将间接改变行业竞争对其增加值比例的影响，高市场地位外资制造业企业有足够能力抵御东道国激烈的行业竞争，其增加值比例受行业竞争影响不显著。
本文整理2002-2011年中国工业企业数据库，得到2538家外资制造业企业的平衡面板数据，借鉴Li和Liu（2014）的研究测算我国的外资制造业企业的增加值比例。本文发现样本期间该比例持续上升。本文用赫芬达尔指数衡量行业竞争程度，先后采取静态面板模型、缩尾处理、分地区估计和动态面板模型，验证行业竞争加强对外资制造业企业增加值比例的直接影响。结果证明，挤出效应超过吸引效应，我国行业竞争程度加强会降低外资制造业企业增加值比例。无序竞争、过度竞争等恶性竞争严重阻碍跨国公司在华子公司的正常运营，甚至阻碍其进入，导致外资制造业企业增加值比例下降。
本文还以主营利润率、利润率和人均产值比为基础指标，构造二元虚拟变量衡量企业市场地位，采用分样本估计和纳入交叉项两种方法，检验市场地位对外资制造业企业增加值比例的间接影响。分样本估计结果表明，高市场地位的外资制造业企业增加值比例受到行业竞争程度的影响不显著，低市场地位的外资制造业企业增加值比例显著受到行业竞争程度提高的负向影响。纳入交叉项估计结果也支持上述结论，假说2成立。
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（责任编辑：彭琳）
关键词 外资制造业企业增加值比例行业竞争市场地位层级型全球价值链
一、问题的提出
十九大报告指出，促进我国产业迈向全球价值链中高端，培育若干世界级先进制造业集群，这是在新时代贯彻新发展理念，建设现代化经济体系的重要目标与任务。在该历史背景下，我国制造业要向全球价值链中高价值比例的环节攀升，逐步从全球价值链的简单组装、生产制造等环节，向研发设计、品牌营销等中高端环节延伸（刘志彪、张杰，2007）。以Gereffi（1999）为基石，国内外对全球价值链的研究极为丰富。这些研究成果可分为两类，第一类侧重于对全球价值链的结构测算（王直、魏尚进、祝坤福，2015），包括衡量中国在全球价值链中的分工地位等，例如以出口附加值分解为基础构造的GVC地位指数（Koopman， Wang and Wei，2012）、出口的本土附加值（Kee and Tang，2015）、GVC嵌入程度（吕越、罗伟与刘斌，2015）、GVC参与率（蒋庚华、陈海英，2018）、上游度与下游度（Antras and Chor， 2018）。第二类侧重于将全球价值链与其他重要经济变量联系起来研究彼此之间的影响关系，例如全球价值链与企业融资约束（Manova and Yu，2014）、制造业服务化（刘斌等，2016）、出口技术复杂度（刘维林、李兰冰与刘玉海，2014）、技术进步（王玉燕、林汉川与吕臣，2014）、企业效率（吕越、黄艳希与陈勇兵，2017）、国外对华反倾销（王孝松、吕越与赵春明，2017）、自主创业（田毕飞、陈紫若，2017）等。
但这些研究都对不同全球价值链的治理模式差异关注不够，缺乏对不同治理模式全球价值链的差异化研究，无法揭示它们在价值比例分配上的差异化机制。一是层级型治理模式，跨国公司在中国直接投资建设子公司，由后者生产组装或装配后销售，形成层级型全球价值链。此时，跨国公司采取内部一体化方式，根据全球价值链总价值最大化目标，自主决定在东道国子公司创造价值活动的比例，即外资制造业企业的增加值比例。二是模块化、关系型、俘获型、完全市场型等治理模式。中国本土企业承接外包订单，为其配套生产或组装加工。跨国公司采取市场外部化的方式来治理全球价值链，与东道国外部企业谈判决定后者的价值比例（Humphrey and Schmitz，2000）。
本文不试图宽泛研究全球价值链内中国制造业获取价值比例的影响因素与决定机理，而是聚焦层级型全球价值链，借鉴Li 和Liu（2014）的研究测量中国外资制造业企业的增加值比例;研究在层级型全球价值链总价值最大化目标下，跨国公司决定价值链环节最优分布格局时，我国行业竞争程度是否影响外资制造业企业的增加值比例，外资制造业企业市场地位是否能改变这种影响机制。需要强调，外资制造业企业增加值比例强调由主导层级型全球价值链的跨国公司部署从事生产经营活动时，在我国空间范围内，外资制造业企业创造的增加值占该全球价值链总价值的比重。由于外资制造业企业在我国经营需要使用本土要素和资源，也会有部分本土企业为其配套生产，所以外资制造业企业的部分增加值最终会被我国本土要素、资源所有者和本土企业获得。但不可否认，大部分增加值都被跨国公司获得。在此意义上，层级型全球价值链下外资制造业企业增加值比例上升符合我国产业迈向全球价值链中高端的整体要求，但并不等于我国本土制造业在全球价值链中获取的价值比例提高。本文的研究能为未来我国外商直接投资政策的调整提供参考。外资优惠的传统政策可能要让位于打造更为规范、公平和充分的国内行业竞争环境，以此吸引跨国公司将层级型全球价值链中更多的价值创造活动布局到我国。
二、行业竞争、市场地位影响外资制造业企业增加值比例的机理分析
全球价值链不同治理方式意味着全球价值链主导者与参与者之间的关系不同，彼此谈判势力不同，从而影响参与者在全球价值链中获取的增加值比例高低。在层级型全球价值链中，跨国公司以国际直接投资方式在东道国设立工厂，利用东道国的劳动力禀赋等要素优势完成组装制造等低技能环节，并将产品销往全球市场。它从全球价值链创造价值最大化的角度来决策在哪些东道国设立子公司，并决策在哪些子公司安排哪些价值创造活动，从而决定东道国的外资制造业企业在该全球价值链中获得的增加值比例。
（一）东道国行业竞争直接影响外资制造业企业增加值比例的机理：吸引效应与挤出效应
东道国行业竞争增强影响跨国公司在东道国子公司布局价值创造活动的决策，从而影响外资制造业企业增加值比例的机理，包括吸引效应和挤出效应两方面。吸引效应是当东道国行业竞争越激烈时，跨国公司倾向于在该国子公司配置更多的价值创造环节，东道国外资制造业企业的增加值比例越高。原因在于，首先，东道国行业竞争激烈，可能说明行业基础好，要素供给充足，存在大规模的专业要素市场，便于包括外资在内的潜在进入者进入该行业，有助于在该行业拓宽经营范围。其次，激烈的竞争将促使在位企业专业化投资，注重构建差异化竞争优势，更重视研发创新、管理效率和培育品牌等。行业发展处于良性循环态势，行业整体效率和发展水平提升将吸引跨国公司让东道国子公司承担更多的价值创造活动。再次，激烈的行业竞争推进资源在行业内有效配置，跨国公司如果要在东道国发挥其技术、管理等优势，就需要在子公司投入更多的内部资源，布局更多的价值创造活动，改善其经营业绩（赖俊平，2012）。 挤出效应是当东道国行业竞争越来越激烈时，跨国公司减少在该国子公司配置的价值比例，东道国外资制造业企业增加值比例降低。首先，东道国行业竞争强度提高可能源于产能过剩，导致全行业企业利润长期低下（吕政、曹建海，2000）。尽管子公司服务于全球价值链价值最大化，不一定以短期自身利润最大化为目标，但如果行业产能过剩导致子公司长期亏损，跨国公司就可能调整全球生产布局，减少其承担的价值创造活动。其次，东道国行业竞争强度提高可能源于产品同质、交易费用高等因素，导致行业过度竞争，在位企业短期行为普遍（夏大慰、罗云辉，2001），这会增加外资制造业企业公司在东道国的经营难度，导致跨国公司收缩在东道国的经营范围，减少子公司承担的价值创造活动。再次，东道国行业竞争强度提高还可能源于无序的恶性竞争。例如，新兴行业发展初期伴随市场规模爆发式增长，企业过度进入，彼此打价格战，彼此挖技术人员和管理人员，彼此抄袭产品设计创意（朱向红、王丽娜，2011），恶化当地产业发展的要素市场环境，不利于外资制造业子公司在东道国的经营。跨国公司会利缩小子公司的经营范围，甚至将相应价值创造环节转移到其他地区。
究竟是吸引效应，还是挤出效应起主导作用？这取决于东道国行业竞争的性质和特征，过度、恶性、无序、同质化行业竞争意味着挤出效应起主导作用，适度、良性、有序、差异化行业竞争意味着吸引效应起主导作用。两者共同决定东道国行业竞争强度对外资制造业企业增加值比例的影响方向，由此得到假说1。
假说1：东道国行业竞争程度提高时，外资制造业企业增加值比例的变化取决于吸引效应和挤出效应的相对大小。
（二）外资制造业企业市场地位间接影响其增加值比例的机理
外资制造业企业自身市场地位的高低也会改变东道国行业竞争程度对其增加值比例的影响机理。从企业异质性角度分析，外资制造业企业在东道国行业中市场地位可能源于其技术和资本等方面的优势，也可能源于其进入东道国行业的领先优势。企业市场地位是其面对行业竞争时，在行业中具备的综合竞争实力和竞争优势，直接体现在企业的经营绩效上。高市场地位直接表现为企业经营规模相对较大，经营业绩相对更好，利润率更高。如果跨国公司在东道国子公司拥有高市场地位，那它的竞争优势更明显，可能获取更多市场份额。即使同行业内企业激烈竞争导致其现有生产份额缩小，它也能及时发现并开拓新的市场空间，抵消行业竞争的负面冲击。从融资和创新角度分析，高市场地位企业更容易获得商业信用和银行贷款，融资更加便利（张新民、王珏与祝继高，2012;刘欢、邓路与廖明情，2015），资金营运质量提高（刘慧凤、黄幸宇，2017），进而支持企业研发创新（刘慧芬，2017）。面对无序恶性竞争导致的要素市场扭曲，高市场地位企業也有足够的实力去获取或保留高素质的要素投入，维持正常经营运行，不至于受到明显的负面冲击。这些都说明面对更为激烈的行业竞争，高市场地位的外资制造业企业将更有能力维持现有的经营战略，服务于跨国公司主导的全球价值链整体利益。高市场地位就相当于“护城河”，减少外资制造业企业受到行业竞争的负面影响。跨国公司也缺乏动机去主动调整这类子公司承担的价值创造活动，东道国的外资制造业企业增加值比例可能保持不变。
反之，如果在东道国的外资制造业企业市场地位较低，缺乏“护城河”的保护，则难以隔绝来自东道国行业竞争的负面冲击。陈志斌、王诗雨（2015）发现由于市场信息壁垒，行业竞争加强导致市场地位较低的企业现金流风险更大。低市场地位的外资制造业企业面对激烈行业竞争，更可能无法获得足够现金流去支撑正常经营，更可能被供应商追缴货款，甚至被起诉冻结账户与资产。在这种前提下，一旦东道国行业竞争加剧，跨国公司就会调整其承担的价值创造环节，甚至可能减少其增加值比例，以免其陷入经营困境，对全球价值链整体稳健运行带来威胁。由此得到假说2。
假说2：当外资制造业企业具有不同市场地位时，行业竞争程度增强对其增加值比例的影响有所差异;外资制造业企业市场地位提高有助于其抵御行业竞争增强对其增加值比例产生的负面影响。
由于2004年企业的工业总产值全部为空，所以本文在构造出十年外资企业的平衡面板后，将所有企业2004年的工业总产值赋值为2003年与2005年的中间值。，根据中国工业企业数据库的全部样本来计算赫芬达尔指数，既包括外资企业，也包括非外资企业。该指数最大值仅为0.11，这恰恰说明样本期内我国制造业整体较为分散，集中度很低，存在恶性竞争的可能性。参照张新民、王珏与祝继高（2012），陈志斌、王诗雨（2015）及刘慧凤、黄幸宇（2017）的做法，企业市场地位采用三个衡量指标，即利润率（pfrat）、主营业务利润率（mpfrat）、人均产值比（ppdcv）。前两者从盈利能力角度，第三者从生产能力角度，均较好地衡量企业在行业竞争中的综合实力与竞争地位，用三个指标衡量企业市场地位还能提高实证结果的稳健程度。控制变量包括人均中间品投入（pctdv）、人均工资（wage）、公司规模（size）、企业年龄（fage）、企业杠杆率（lev），本文还控制行业（二位码）和年份固定效应。为验证是否存在严重的多重共线性，本文计算所有解释变量的相关系数，绝对值最大的相关系数仅为0.59，低于0.7;还采用方差膨胀因子检验方法，得到VIF值均小于3，更远小于10。这两个结果都表明本文不存在严重的多重共线性。
四、行业竞争对外资制造业企业增加值比例的直接影响检验
（一）静态面板估计结果
本文先采用静态面板模型分析行业竞争程度提高对外资制造业企业增加值比例的直接影响，式（1）估计结果见表2。前两列都是混合回归，（1）列不控制行业和年份固定效应，且仅将行业竞争变量hhi纳入回归;（2）列控制行业和年份固定效应，并将所有控制变量纳入回归。从（3）列至（10）列，本文均采取静态面板模型的固定效应和随机效应两种方法，并通过Hausman检验确定最优估计模型，见表2最后一行，并在表2中仅汇报最优模型估计结果。另外，（3）列至（10）列依次添加控制变量，先控制对年份固定效应，再控制行业固定效应。 上表中，核心解释变量hhi的估计系数保持为正，通过5%的显著性检验，改变估计方法不影响该估计系数的显著性与正负号。第（1）列至第（10）列中，加入控制变量和控制年份与行业固定效应后，其估计系数维持在0.08-0.16。这说明，hhi降低，即行业竞争程度提高会减少外资制造业企业的增加值比例，假说1中挤出效应要超过吸引效应。其背后的原因在于，中国制造业行业中无序竞争现象较为普遍，行业竞争并不是合理竞争，更多体现为无序的低价恶性竞争;外资制造业企业的正常经营受到低价恶性竞争的冲击，这种低价恶性竞争导致跨国公司不愿意将生产环节更多布局在中国的子公司，最终表现为外资制造业企业的增加值比例下降。该结论对我国的启示在于，未来我国吸引外资要更加重视培育和维护良好的行业竞争秩序，更好地发挥吸引效应，抑制挤出效应，吸引跨国公司将更多的价值创造活动布局到在华子公司。
（二）稳健性检验：缩尾处理、分地区与动态面板系统GMM估计
本文对式（1）采取三种稳健性检验，均控制年份和行业固定效应，结果如表3所示。第一种是对核心解释变量hhi，控制变量pctdv、wage、size、fage进行1%缩尾，减少样本指标极端值对估计结果的扭曲，结果如表3第（1）列所示，Hausman检验表明固定效应模型优于随机效应模型。第二种是分地区检验，根据企业所处省份分为东、中、西部三组样本，第（2）-（4）列依次为东、中、西部样本的估计结果。Hausman检验表明东部、中部地区样本都应采用固定效应估计模型，而西部地区样本应采用随机效应估计模型。第三种是动态面板模型估计，结果见列（5），这是因为考虑到外资制造业企业增加值比例变动可能存在滞后效应，即当期增加值比例可能受到上一期增加值比例的影响。本文增加上一期增加值比例L.VR作为式（1）的解释变量，采用系统GMM方法估计，设定hhi、pctdv、wage、fage及其一阶、二阶滞后变量为内生变量，并最多使用三个更高阶滞后值为工具变量。AR（1）、AR（2）值分别为0.00、0.37，说明存在一阶自相关，但不存在二阶自相关;Sargan检验值为0.11，不存在过度识别，选取工具变量有效。
表3中第（1）列核心解释变量hhi的估计系数为正，通过10%的显著性检验，该结果与表2保持一致，说明制造业行业竞争越激烈，跨国公司向在华子公司布局的价值创造活动就越少，外资制造业企业增加值比例下降。第（2）至（4）列是地区分样本的估计结果，hhi估计系数均显著为正，并依次通过10%、5%和10%的显著性检验。这说明无论外资制造业企业位于我国东部、中部还是西部，行业竞争程度提高均将导致外资制造业企业增加值比例下降。比较表3中第（2）至（4）列与表2中第（10）列，全国样本中hhi系数为0.08，东、中、西部依次为0.06、0.35和0.34。这说明行业竞争程度提高对东部地区外资制造业企业增加值比例的负向影响远小于中、西部地区。这可能是因为东部地区是我国对外开放和经济社会发展的领先地区，地理条件、基础设施与产业配套方面更加完善，行业竞争秩序与竞争质量均优于中西部。第（5）列是系统GMM的估计结果，hhi估计系数依然显著为正，通过5%的显著性检验。外资制造业企业增加值比例滞后一期项的估计系数为正，并通过1%的显著性检验，说明上一期外资制造业企业增加值比例降低也会减少当期的增加值比例。
五、市场地位对外资制造业企业增加值比例的间接影响检验
本文验证假说2的第一种方法是划分高市场地位和低市场地位的两类外资制造业企业样本，均按照式（1）来估计行业竞争对增加值比例的影响，并比较这两个样本中的影响是否存在差异，结果见表4。该表分别在列（1）（2）采用利润率，在列（3）（4）采用主营业务利润率，在列（5）（6）采用人均产值比衡量外资制造业企业的市场地位，设定前40%作为高市场地位企业组[（列（1）（3）（5）），后60%作为低市场地位企业组[（列（2）（4）（6））]。该表依次采用静态面板模型，即混合模型、固定效应和随机效应估计第（1）至（6）列，检验结果表明均应该采取固定效应模型。
第（1）（3）（5）列中hhi系数均没通过显著性检验，这表明对于高市场地位的外资制造业企业而言，其增加值比例受到行业竞争程度的影响不显著。第（2）（4）列该系数通过1%的显著性检验，第（6）列该系数通过5%的显著性检验，说明对低市场地位外资制造业企业而言，行业竞争程度提高对其增加值比例有显著的负向作用。假说2成立。高市场地位的外资制造业企业有足够的能力去抵御受到无序竞争的负面影响，跨国公司就不会改变在该子公司安排的价值创造活动。而行业竞争程度加剧时，市场地位较低的制造业外资子公司更易受到无序竞争的负面冲击，甚至经营陷入困境，无法为跨国公司主导的全球价值链提供稳定高效的供给。跨国公司在全球布局价值鏈时，就可能将相应价值创造环节转移到其他国家或地区，该子公司承担的价值创造活动会减少。
第二种验证假说2的方法就是将市场地位与行业竞争的交叉项作为解释变量，估计式（2）中该交叉项的系数。表5是采用静态面板模型估计的结果，第（1）至（7）列为全样本，依次添加控制变量和年份、行业固定效应。表（5）中市场地位衡量指标是二元虚拟变量，将主营业务利润率mpfrat前40%样本的市场地位指标设定为1，后60%样本的市场地位指标设定为0，市场地位与hhi相乘得到交叉项ct1。
第（1）至（7）列逐步添加控制变量，行业竞争变量hhi估计系数始终显著为正。这说明当其他变量保持不变时，hhi下降，即行业竞争更加激烈将导致外资制造业企业增加值比例下降，这与前文保持一致。交叉项ct1估计系数始终不显著，解释为当市场地位从低转为高（市场地位值从0变为1）时，面对同样幅度的行业竞争强度增加，增加值比例并不会随之变化。这就说明当制造业跨国公司在华子公司具有较高市场地位时，我国行业竞争就不会显著影响其增加值比例。这与分样本估计的结论一致，再次验证假说2。 本文还采用动态面板模型，考虑上一期增加值比例可能影响当期增加值比例，将一期滞后项L.VR作为解释变量纳入计量方程，采用系统GMM方法估计式（2）。与表5类似，表6中第（1）至（4）列根据主营业务利润率mpfrat，列（5）、列（6）分别根据利润率pfrat和人均产值比ppdcv，前40%样本取值1，后60%样本取值0，构造衡量企业市场地位的二元虚拟变量，并依次与hhi相乘得到交叉项ct1、ct2、ct3。估计结果如表6。为提高结果稳健性，第（1）至（4）列依次添加控制变量，第（5）（6）列仅汇报包含全部控制变量的结果，且所有列都控制年份、行业固定效应。各列AR（1）、AR（2）值说明存在一阶自相关，但不存在二阶自相关;Sargan检验表明不存在过度识别，选取工具变量有效。
第（1）至（4）列中市场地位的衡量基于主营业务利润率，交叉项ct1的估计系数始终不显著，与表5相同。这再次证明跨国公司母公司在布局全球价值链时，考虑到高市场地位的子公司能有效抵御行业竞争的负向冲击，所以不会因为行业竞争程度提高而改变对其配置的价值比例，高市场地位外资制造业企业的增加值比例不会受到行业竞争加强的影响。第（5）（6）列分别基于利润率、人均产值比衡量市场地位，但交叉项ct2、ct3也都不显著，假说2再次得到证实。表6中增加值比例一期滞后项L.VR估计系数通过1%的显著性检验。这表明增加值比例动态演变存在滞后的正向影响，跨国公司更倾向于在上期中增加值比例更高的子公司配置更多的价值创造活动。
六、简要结论
本文研究在层级型的全球价值链中，行业竞争程度和外资制造业企业市场地位影响其增加值比例的机理。理论分析表明，东道国行业竞争程度直接影响外资制造业企业增加值比例，表现为吸引效应与挤出效应的相互作用;外资制造业企业在东道国的市场地位提高将间接改变行业竞争对其增加值比例的影响，高市场地位外资制造业企业有足够能力抵御东道国激烈的行业竞争，其增加值比例受行业竞争影响不显著。
本文整理2002-2011年中国工业企业数据库，得到2538家外资制造业企业的平衡面板数据，借鉴Li和Liu（2014）的研究测算我国的外资制造业企业的增加值比例。本文发现样本期间该比例持续上升。本文用赫芬达尔指数衡量行业竞争程度，先后采取静态面板模型、缩尾处理、分地区估计和动态面板模型，验证行业竞争加强对外资制造业企业增加值比例的直接影响。结果证明，挤出效应超过吸引效应，我国行业竞争程度加强会降低外资制造业企业增加值比例。无序竞争、过度竞争等恶性竞争严重阻碍跨国公司在华子公司的正常运营，甚至阻碍其进入，导致外资制造业企业增加值比例下降。
本文还以主营利润率、利润率和人均产值比为基础指标，构造二元虚拟变量衡量企业市场地位，采用分样本估计和纳入交叉项两种方法，检验市场地位对外资制造业企业增加值比例的间接影响。分样本估计结果表明，高市场地位的外资制造业企业增加值比例受到行业竞争程度的影响不显著，低市场地位的外资制造业企业增加值比例显著受到行业竞争程度提高的负向影响。纳入交叉项估计结果也支持上述结论，假说2成立。
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（责任编辑：彭琳）