外資準入政策與資源優(yōu)化配置

邢 震 梁 君

一 引 言

改革開放以來，中國始終以開放的姿態(tài)積極融入到全球經(jīng)濟體系當中。一些研究認為外商投資在宏觀上是中國經(jīng)濟增長的主要動力，促進了我國產(chǎn)業(yè)結構升級(郭克莎，2000)[1]，并且對于資源優(yōu)化配置也有較大促進作用(盧荻，2003)[2]。在微觀層面上，外來資本積累與高新技術產(chǎn)業(yè)空間布局有著較為直接的聯(lián)系，緩解了融資壓力(吳飛飛和邱斌，2015)[3]，推動了內(nèi)資企業(yè)技術水平提升(李曉鐘和王倩倩，2014[4]；金春雨和王偉強，2016[5])。

2018年以來，中美貿(mào)易摩擦事件增大了全球貿(mào)易的不確定性，也凸顯了美國等發(fā)達國家“以鄰為壑”和封閉倒退的做法。但是，開放帶來進步，高筑貿(mào)易壁壘將導致國際貿(mào)易的倒退。對此，中國國家領導人多次表示要擴大開放來面對貿(mào)易摩擦，放松外資準入政策即是擴大對外開放的重要體現(xiàn)。從理論上看，大多研究支持外商投資對本國企業(yè)生產(chǎn)率具有促進作用(Aitken和Harrison，1999[6]；Aghion et al.，2009[7]；黃燁菁，2006[8])，放寬外資準入可以促進國內(nèi)企業(yè)的資源再配置，進而促進生產(chǎn)率和技術的溢出。為了履行加入世界貿(mào)易組織(WTO)的承諾和進一步擴大開放，中國在2002年大幅度修訂了《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》，相較于1997年版，有更多行業(yè)對外資開放或者開放程度加深。Lu et al.(2017)[9]研究發(fā)現(xiàn)，外資準入政策對中國企業(yè)的出口水平、生產(chǎn)率等具有負向影響。與之相反，毛其淋和方森輝(2020)[10]的研究表明，外資進入自由化通過資源再配置效應進而有利于提高制造業(yè)總體的生產(chǎn)率水平。蔣靈多和陸毅(2018)[11]認為外資準入政策放松將導致市場競爭加劇，迫使低效率企業(yè)退出市場；其進一步研究發(fā)現(xiàn)對外開放政策有利于降低僵尸企業(yè)比重，并可以提高行業(yè)全要素生產(chǎn)率和創(chuàng)新能力(蔣靈多等，2018)[12]。韓超和朱鵬洲(2018)[13]從外資準入政策與高質(zhì)量發(fā)展的關系切入，發(fā)現(xiàn)外資準入政策可以促進產(chǎn)品質(zhì)量升級，具有技術壟斷的外資企業(yè)進入市場將對在位企業(yè)的市場勢力產(chǎn)生擠出效應。同時，由于外資企業(yè)的溢出效應可以通過學習效應獲得，因此這種溢出效應較難保持其穩(wěn)健性(Branstetter，1996)[14]。

綜上，目前較少有文獻涉及外資準入政策對資源優(yōu)化配置的研究。外資帶來的溢出效應本質(zhì)上體現(xiàn)在直接的資本投入和間接的溢出效應。從作用機制來看，外資準入政策變化將對國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率造成直接的影響；外資準入政策放松可能通過技術溢出效應促進資源從效率低的企業(yè)向效率高的企業(yè)轉移，或促使企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營從效率低的活動轉向效率高的活動，從而提高資源的配置效率(Melitz，2003[15]；Syverson，2004[16])。但已有研究的結論并不一致，Lu et al.(2017)[9]認為外資份額增加將對企業(yè)績效產(chǎn)生負向影響，而蔣靈多等(2018)[12]、毛其淋和方森輝(2020)[10]的研究發(fā)現(xiàn)外資準入政策放松可以提高行業(yè)的生產(chǎn)率。

盡管外資準入政策放松可能提高企業(yè)的生產(chǎn)率，但是準入門檻降低的行業(yè)內(nèi)的企業(yè)生產(chǎn)率差距變化方向未定，如果生產(chǎn)率差距變小則意味著行業(yè)內(nèi)的資源配置狀況得到改善，相反，則意味著擴大了生產(chǎn)率差距進而導致資源的錯配。有研究認為，生產(chǎn)率差異是造成經(jīng)濟差距的主要原因(石風光和李宗植，2009)[17]，生產(chǎn)率是否趨同具體可以用生產(chǎn)率在行業(yè)內(nèi)的離散度來表示(Hsieh和Klenow，2009)[18]，生產(chǎn)率的離散度越低則經(jīng)濟差距越小，進而優(yōu)化資源配置狀況。同時，知識溢出效應可以促使低效率企業(yè)通過學習效應來追趕高效率企業(yè)，最終將整體上提高生產(chǎn)效率和縮減績效差距(資源優(yōu)化)。因此，本文以生產(chǎn)率的離散度作為資源配置狀況的代理變量，主要研究外資準入政策放松對城市-行業(yè)層面生產(chǎn)率離散度以及企業(yè)層面全要素生產(chǎn)率的影響。

已有研究表明，外商投資對企業(yè)的影響與地理位置(Branstetter，2000)[19]、技術差距(Kokko，1994)[20]和企業(yè)自身的吸收能力(Liang，2017)[21]有關。因此，本文需要考慮外資準入政策的異質(zhì)性影響。外資進入可能更多集中于行業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展水平更高的東部地區(qū)，因而外資準入政策是否能實現(xiàn)資源優(yōu)化與各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平和地理位置有關(Branstetter，2000)[19]。同時，外資、民營和國有企業(yè)本身的生產(chǎn)率水平存在差距，數(shù)據(jù)顯示外資和民營企業(yè)的生產(chǎn)效率更高，對外資的吸收能力也更強(Kokko，1994)[20]。外資帶來的技術溢出效應能否被吸收與企業(yè)的技術層次(創(chuàng)新能力)有較大關聯(lián)(Liang，2017)[21]，較高創(chuàng)新能力的企業(yè)對技術吸收能力可能更強。因此，后文主要從地區(qū)、企業(yè)性質(zhì)和創(chuàng)新能力等方面進行異質(zhì)性檢驗和分析。

下文結構安排：第二部分是外資準入政策演進與事實描述；第三部分是研究設計；第四部分是實證檢驗；第五部分是結論性評述。

二 外資準入政策演進與事實描述

(一)外資準入政策演進

2001年10月中國正式加入WTO，為了適應WTO規(guī)則，中國承諾擴大開放程度和放低市場準入門檻，減小對外資進入的限制。并在2000年和2001年修訂了《外資企業(yè)經(jīng)營法》、《外資企業(yè)法》和《中外合資經(jīng)營企業(yè)法》，在2002年針對具體的行業(yè)或者產(chǎn)品重新修訂了《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》(下文簡稱為“目錄”)?！赌夸洝纷?995年發(fā)布以來先后進行了七次修訂，2002年、2004年和2007年在1997年的基礎上進行了修訂，其中2002年的修訂幅度最大，并且是中國加入WTO后的第一次修訂，2004年和2007年的修訂幅度較小。參照已有研究的做法，將2002年相對1997年外資準入放松程度作為外生政策進行實驗(Lu et al.，2017)[9]。

本文主要借鑒Lu et al.(2017)[9]、韓超和朱鵬洲(2018)[13]的方法具體識別外資準入政策在行業(yè)層面的變化，因為《目錄》并不是根據(jù)國民經(jīng)濟行業(yè)分類標準設定，每一條目錄既包括了產(chǎn)品層面，又包括了行業(yè)層面，根據(jù)每一條目錄的具體含義一一識別到國民經(jīng)濟行業(yè)分類標準(GB-T4754-2002)的四位數(shù)行業(yè)，部分不能直接識別的條目，先根據(jù)《統(tǒng)計用產(chǎn)品分類目錄》識別到產(chǎn)品層面，再由產(chǎn)品層面識別到行業(yè)層面(韓超和朱鵬洲，2018)[13]。

《目錄》分為鼓勵類、限制類和禁止類，2002年相較1997年，其中鼓勵類目錄增加93條，限制類減少37條，并且有些條目盡管內(nèi)容一致，但是規(guī)定的寬嚴程度不同，因此需要一一對照。將部分變化程度不大的行業(yè)作為未變化行業(yè)處理，最終得出外資準入放松的行業(yè)69個，因為限制或者禁止而變嚴的行業(yè)25個。本文主要研究外資準入放松對生產(chǎn)效率和資源配置狀況的影響，因此將外資準入變嚴格的行業(yè)剔除(Lu et al.，2017)[9]。

(二)生產(chǎn)率及其離散度的變化

本文將外資準入放松的行業(yè)作為實驗組，將沒有受到《目錄》調(diào)整影響的行業(yè)作為對照組。參照已有研究的做法，使用生產(chǎn)率的離散度(TFPsd)作為資源優(yōu)化程度的衡量指標(Hsieh和Klenow，2009)[18]，具體計算到縣級城市-四位數(shù)行業(yè)層面，詳細的指標測算方法見下文研究設計部分。為直觀地顯示樣本生產(chǎn)率離散度，分別求出實驗組和對照組生產(chǎn)率離散度的年平均值，然后繪制在圖1中。從圖1可以看出，雖然兩組的生產(chǎn)率年平均離散度呈下降趨勢，但2002年及以后實驗組相較于對照組的離散度數(shù)值呈增大趨勢，而且變化幅度更大。而2002年是《目錄》重新進行調(diào)整的年份，因此外資準入政策很可能增大了實驗組生產(chǎn)率的離散度。

由于企業(yè)生產(chǎn)率(TFP)的變化是生產(chǎn)率離散度變化的微觀層面，并且本文也檢驗了外資準入政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。因此，本文分別求出實驗組和對照組企業(yè)的年平均生產(chǎn)率，然后繪制在圖2中。從圖2可以看出，2001年以前實驗組和對照組生產(chǎn)率變動趨勢基本一致，2002年及以后實驗組相較于對照組生產(chǎn)率的變化幅度不大，但兩組差距基本上呈現(xiàn)變大的趨勢。

圖1 城市-行業(yè)層面的生產(chǎn)率離散度的變化趨勢

圖2 實驗組和對照組企業(yè)年平均生產(chǎn)率的變化趨勢

綜合來看，外資準入政策放松降低了城市-行業(yè)層面的資源優(yōu)化程度，但提高了企業(yè)層面的生產(chǎn)效率，具體將在下文實證檢驗部分進行驗證。

三 研究設計

(一)計量模型設定

借鑒已有研究產(chǎn)業(yè)政策的文獻，本文使用雙重差分法(DID模型)進行實證檢驗。一方面外資準入政策指標無法直接而準確地量化，即難以測度外資準入政策的效力。另一方面，在外資準入政策實施的同時，可能同時存在其他政策和外部因素的干擾，因而難以準確識別該項政策的真實效力。一般認為，雙重差分法在正確劃分實驗組和對照組，以及滿足平行趨勢假設等條件下，可以通過兩次差分減弱潛在內(nèi)生性的影響。外資準入政策調(diào)整具有一定的外生屬性(Lu et al.，2017)[9]，因此本文使用控制城市固定效應、行業(yè)固定效應和年份固定效應的雙重差分法計量模型進行實證檢驗，基本模型如下：

TFPsdtci=αt+αc+αi+βtreati×postt+∑nδnXtci+εtci

(1)

本文主要關注β系數(shù)的大小和方向，如果β>0且通過顯著性檢驗，則說明外資準入政策放松提高了城市-行業(yè)層面生產(chǎn)率的離散度，降低了城市-行業(yè)層面的資源優(yōu)化程度。其中，t、c、i分別表示年份、縣級城市和二位數(shù)行業(yè)，X為控制變量，n為控制變量下標。treat表示是否受政策影響的行業(yè)分組，treat=1表示外資準入政策放松行業(yè)的樣本，即實驗組，treat=0表示未受政策影響的行業(yè)樣本，即對照組。post表示政策實施前后的虛擬變量，由于《目錄》是在2002年3月修訂實施，借鑒Lu et al.(2017)[9]的方法將2002年設置為2/3，將2003年及以后的年份設置為1，其他年份設置為0。treat×post表示政策實施前后的凈效應，在下文實證部分統(tǒng)一用tt來表示。由于外資準入政策實施在行業(yè)層面，為了控制行業(yè)間序列相關可能對模型造成的干擾，在四位數(shù)行業(yè)層面加聚類處理。同時，為了排除其他潛在因素對模型的干擾，逐步加入地區(qū)和行業(yè)層面的控制變量。

(二)數(shù)據(jù)來源和指標測算

本文使用1998-2007年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，借鑒Brandt et al.(2012)[22]的方法對數(shù)據(jù)庫進行了處理。首先，由于國民行業(yè)分類標準有所變化，2002年以前使用的是《國民經(jīng)濟行業(yè)分類(GB/T4754-1994)》，2002年以后使用的是《國民經(jīng)濟行業(yè)分類(GB/T4754-2002)》，為了使得行業(yè)代碼保持一致性，本文將分類標準統(tǒng)一為《國民經(jīng)濟行業(yè)分類(GB/T4754-2002)》。其次，本文對地區(qū)代碼進行一致處理，統(tǒng)一轉化工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的地區(qū)代碼。最后，本文剔除了總資產(chǎn)、工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)凈值等變量缺失的數(shù)據(jù)，對于員工人數(shù)小于8人，總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值，累計折舊小于當期折舊等不符合會計規(guī)則的數(shù)據(jù)進行了剔除。

本文主要采用Levinsohn和Petrin(2003)[23]的LP法測算全要素生產(chǎn)率(TFP)，這種方法可以避免索羅余值法(OLS)的內(nèi)生性問題和樣本選擇問題，以及Olley和Pakes(1996)[24]方法(OP法)因為企業(yè)退出而造成樣本大量損失和一些投資項為負值而造成樣本截斷的問題。同時，測算資源配置狀況指標(TFPsd)需要大量樣本，否則可能造成偏誤，而使用LP法和索羅余值法可以保留大量樣本，因此，以LP法測算的生產(chǎn)率作為本文被解釋變量，將索羅余值法測算的生產(chǎn)率作為穩(wěn)健性檢驗指標。

本文主要使用LP法測算的生產(chǎn)率在四位數(shù)行業(yè)內(nèi)的離散度作為資源配置狀況(TFPsd)衡量指標(Hsieh和Klenow，2009[18]；胡浩然等，2020[25])，如式(2)所示。其中，c、i的含義與前文相同，j代表企業(yè)，wTFP代表城市-行業(yè)層面的平均生產(chǎn)率。實際上，離散度法綜合反映了城市-行業(yè)內(nèi)部企業(yè)之間的生產(chǎn)率差距，當企業(yè)之間的生產(chǎn)率水平差距減小時，則可以認為資源配置得到優(yōu)化，反之則為資源錯配。從單一維度看，其中包含了任何兩個企業(yè)之間生產(chǎn)率的差值，因此下文使用城市-行業(yè)內(nèi)75%分位數(shù)點減去25%分位數(shù)點的生產(chǎn)率差值作為被解釋變量的替代指標進行穩(wěn)健性檢驗。此外，還使用索羅余值法測算的企業(yè)生產(chǎn)率作為相應的替代指標。因為樣本數(shù)量較少可能導致測算的TFPsd出現(xiàn)偏差，剔除當年樣本量小于100的四位數(shù)行業(yè)。

(2)

(三)控制變量

為了排除其他潛在因素的干擾，保持計量模型的穩(wěn)健性，本文主要加入地區(qū)和行業(yè)層面的控制變量：(1)縣級地區(qū)經(jīng)濟水平(cgdp)，用人均GDP除以不變GDP平減指數(shù)后取對數(shù)表示。(2)地理距離(dist)，用城市所在省份離最近港口球面距離取對數(shù)表示。(3)區(qū)域虛擬變量(zone)，將東部地區(qū)樣本設置為1，其他設置為0。(4)行業(yè)集中度(hhi)，反映行業(yè)的競爭程度，hhii=∑j(yij)2，其中yij表示i行業(yè)中j企業(yè)的銷售額比重，行業(yè)為四位數(shù)行業(yè)。(5)行業(yè)出口狀況(hexp)，用四位數(shù)行業(yè)中出口交貨值占行業(yè)總產(chǎn)值的比重衡量。(6)行業(yè)平均固定成本(hc)，用行業(yè)固定成本總額除以行業(yè)總產(chǎn)出值表示，固定成本包括企業(yè)營業(yè)費用、管理費用和財務費用。

檢驗外資準入政策對企業(yè)生產(chǎn)率的影響時，需要進一步加入企業(yè)層面的相關控制變量：(1)工資水平(wage)，用企業(yè)人均工資除以不變CPI指數(shù)后取對數(shù)表示。(2)年齡(age)，用企業(yè)實際年齡取對數(shù)表示。(3)企業(yè)規(guī)模(scale)，用企業(yè)職工人數(shù)取對數(shù)表示。(4)盈利狀況(profit)，用企業(yè)利潤總額除以工業(yè)總產(chǎn)值表示。(5)資本狀況(capint)，用企業(yè)人均固定資產(chǎn)凈值除以不變PPI指數(shù)后取對數(shù)表示。(6)外資企業(yè)虛擬變量(foe)，將外資企業(yè)設置為1，其他設置為0。(7)國有企業(yè)虛擬變量(soe)，將國有企業(yè)設置為1，其他設置為0，企業(yè)性質(zhì)根據(jù)企業(yè)的國有資本、外資資本和民營資本分別占實收資本的比重大小來識別(1)本文將企業(yè)的國有資本金和集體資本金加總歸類到國有資本，將外商資本金和港澳臺資本金加總歸類到外資資本，將個人資本金和法人資本金加總歸類到民營資本，分別求出國有、外資和民營資本占企業(yè)實收資本的比重。然后根據(jù)比重大小分別歸類到國有企業(yè)、外資企業(yè)和民營企業(yè)，例如，外資資本占企業(yè)實收資本的比重最大，則該企業(yè)為外資企業(yè)。。

四 實證檢驗

(一)基本檢驗

基本檢驗結果如表1模型(1)所示(2)本文使用豪斯曼(Hausman)檢驗，結果顯示p值等于0，表示拒絕適合使用隨機效應模型的原假設。，在計量模型中控制了縣級城市層面的固定效應、二位數(shù)行業(yè)層面的固定效應和年份層面的固定效應，為了消除樣本間可能存在的相關性，本文在行業(yè)層面對協(xié)方差進行了聚類調(diào)整。回歸結果顯示，交叉項tt的系數(shù)顯著為正，則意味著放寬外資準入標準將增大城市-行業(yè)內(nèi)部企業(yè)之間生產(chǎn)率的離散程度，即外資進入自由化不利于資源的優(yōu)化配置。

離散度法實際上綜合反映了企業(yè)之間全要素生產(chǎn)率的差異，本文進一步使用城市-行業(yè)內(nèi)部75%分位數(shù)減去25%分位數(shù)的生產(chǎn)率差值作為替代指標，然后重新進行實證檢驗。具體回歸結果如表1模型(2)所示，可以看出交叉項tt的系數(shù)顯著為正，與模型(1)一致，即外資準入政策放松增大了分位數(shù)差值，即不利于資源的優(yōu)化配置。鑒于分位數(shù)差法是離散度法的單一維度，指標構造原理具有一定的相似性，并且模型(1)和模型(2)的回歸結果較為一致，因此本文主要將模型(1)作為基準模型。

表1 基本檢驗結果

(續(xù)上表)

(二)平行趨勢的動態(tài)檢驗

雙重差分法(DID模型)要求實驗組和對照組滿足平行趨勢的假設，本文采用Kudamatsu(2012)[26]的方法做平行趨勢的動態(tài)檢驗，驗證在政策實施之前，實驗組和對照組的變化趨勢是否基本一致。首先設置年份虛擬變量(year)，例如2003年，當年設置為1，其他年份則設置為0，并且依次類推。在式(1)的基礎上，將年份虛擬變量(year)替代政策沖擊時間虛擬變量(post)，然后主要觀察年份虛擬變量與政策分組虛擬變量交叉項(treat×year)系數(shù)的變化。為了便于比較，本文將1998年設置為基期，具體如式(3)所示，變量和字母含義與前文一致，回歸結果如表2所示。

TFPsdtci=αt+αc+αi+βtreati×yeart+∑nδnXtci+εtci

(3)

表2 動態(tài)檢驗結果

(續(xù)上表)

從表2模型(1)可以看出，在2002年及以前交叉項(treat×year)的系數(shù)并不顯著且數(shù)值大小差異較小，在2003年及以后發(fā)生了較大變化。這說明實驗組和對照組在外資準入政策放松以前基本滿足平行趨勢的假設，并且在2002年以前不存在潛在的其他政策干擾?？紤]穩(wěn)健性，用分位數(shù)差法替代離散度法測算資源優(yōu)化配置指標，回歸結果如表2模型(2)所示，可以看出在2002年及以前交叉項(treat×year)的系數(shù)并不顯著，這與模型(1)的結論基本一致。

為了更清晰地觀察交叉項(treat×year)的變化趨勢，將模型(1)、(2)中的系數(shù)繪制在圖3中。從圖3可以看出，交叉項的系數(shù)值在2003年及以后發(fā)生了較大變化，并且總體上呈現(xiàn)增大的變化趨勢，這說明外資準入政策放松很可能是城市-行業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)率離散度和分位數(shù)差值增大的內(nèi)在原因。

圖3 交叉項(treat×year)估計系數(shù)的變化趨勢

(三)穩(wěn)健性檢驗

由于使用OP法測算全要素生產(chǎn)率可能導致樣本截斷從而使估計結果出現(xiàn)偏差，本文主要使用LP法測算全要素生產(chǎn)率，考慮穩(wěn)健性，進一步使用索羅余值法測算生產(chǎn)率，并運用離散度法和分位數(shù)差法測算出相應的被解釋變量。重新檢驗的回歸結果如表3模型(1)、(2)所示，可以看出交叉項tt的系數(shù)值相比表1模型(1)、(2)發(fā)生了明顯變化，但是系數(shù)的方向與前文一致。因此，替換企業(yè)全要素生產(chǎn)率測算方法后，本文的結論沒有改變。

一般而言，雙重差分法的使用前提是產(chǎn)業(yè)政策具有外生屬性，在實驗組和對照組滿足平行趨勢的前提假設下，通過兩次差分最終可以去除潛在的內(nèi)生性問題。但是，實驗組和對照組的樣本特征可能不盡相同，本文使用傾向得分匹配法(PSM)在對照組中挑選出與實驗組相似的樣本。選擇變量為本文的控制變量，相關檢驗不再列出。使用傾向得分匹配法的回歸結果如表3模型(3)所示，可以看出交叉項tt的系數(shù)顯著為正，因而基本上可以排除因?qū)嶒灲M和對照組中企業(yè)樣本特征差異而造成的內(nèi)生性問題。

表3 替換生產(chǎn)率的測算方法和使用傾向得分匹配法(PSM)

進一步進行安慰劑檢驗?！锻馍掏顿Y產(chǎn)業(yè)指導目錄》主要詳細列出了外資準入標準的鼓勵類、限制類和禁止類三個方面，前文實驗組為外資準入放松的行業(yè)，現(xiàn)將限制或者禁止措施變嚴的行業(yè)作為實驗組，然后進行模擬實驗。從表4模型(1)可以看出，交叉項tt的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，因此，反向說明了表1模型(1)的檢驗結果確實是由于原實驗組(外資準入放松的行業(yè))引起的。外資準入政策調(diào)整的時間點為2002年以后，將政策沖擊的時間分界點隨機提前兩年到2000年，實驗組和對照組的選擇沒有發(fā)生變化，然后重新進行模擬實驗。從表4模型(2)可以看出，交叉項tt的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，因而反向證明了政策沖擊的時間點并非隨機給定。除此之外，使用分位數(shù)差法替換離散度法測算被解釋變量，分別進行替換實驗組和打亂時間分界點的反向模擬實驗，結果如表4模型(3)、(4)所示，可以看出交叉項tt的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，這與表4模型(1)、(2)的結論一致。

綜上表明，本文研究結論具有一定穩(wěn)健性。

表4 安慰劑檢驗

(四)外資準入政策對企業(yè)生產(chǎn)率的影響

上文主要以城市-行業(yè)層面的生產(chǎn)率離散度作為資源優(yōu)化配置程度的衡量指標，但是企業(yè)層面主要體現(xiàn)在全要素生產(chǎn)率的變化上。如果資源從生產(chǎn)效率低的企業(yè)向生產(chǎn)效率高的企業(yè)轉移，或者企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營從生產(chǎn)效率低的活動轉向生產(chǎn)效率高的活動，那么政策將有利于資源配置效率的改善，否則，政策將帶來扭曲并造成“資源錯配”(Melitz，2003[15]；Syverson，2004[16])。企業(yè)生產(chǎn)率和行業(yè)內(nèi)的生產(chǎn)率離散度是衡量資源優(yōu)化配置的兩個不同方面，政策變化使行業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)率離散程度增大，并不意味著政策一定導致企業(yè)生產(chǎn)率下降。因此，中國的外資準入政策放松對生產(chǎn)效率和資源配置的影響方向存在多種可能，其中最優(yōu)的是同時實現(xiàn)提高生產(chǎn)效率和促進資源優(yōu)化；最差是降低生產(chǎn)率和造成資源錯配；次優(yōu)是提高生產(chǎn)效率，但是造成了資源錯配。四種情況如表5所示。

表5 外資準入政策影響生產(chǎn)率及其離散度的可能情況

由表5可得，如果在外資準入政策的影響下，生產(chǎn)率提高，并且離散度下降，那么政策促進資源優(yōu)化配置的效力達到最優(yōu)。如果生產(chǎn)率下降，同時離散度提高，那么政策導致資源錯配的作用達到最大。也可能存在生產(chǎn)率與離散度變化不一致的情況。從前文可知，外資準入政策放松增大了行業(yè)內(nèi)部的生產(chǎn)率離散度，如果政策提高了企業(yè)生產(chǎn)率，則說明外資準入政策放松雖然弱化了行業(yè)層面的資源優(yōu)化配置程度，但是對于提升企業(yè)生產(chǎn)率水平具有正向作用。

鑒于此，本文進一步檢驗外資準入政策對企業(yè)生產(chǎn)效率的影響，由于樣本擴充到企業(yè)層面，在前文基本計量模型的基礎上進一步加入了企業(yè)層面的控制變量，并且控制了企業(yè)層面和年份層面的固定效應?；貧w結果如表6所示，可以看出不管是使用LP法還是OLS法測算企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，交叉項tt的系數(shù)顯著為正，這說明外資準入政策有利于提高外資準入放松行業(yè)中企業(yè)的生產(chǎn)效率，這與已有研究的結論基本一致(毛其淋和方森輝，2020)[10]。進一步使用傾向得分匹配法(PSM)進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結果如模型(3)所示，可以看出交叉項tt的系數(shù)顯著為正，與模型(1)、(2)一致。

對于上述回歸結果，其原因可能在于，外資準入政策放松吸引具有較高技術水平、資金雄厚的外資企業(yè)進入該行業(yè)，通過外來技術的溢出效應進一步提升了行業(yè)內(nèi)企業(yè)的平均生產(chǎn)率水平。但是，外資企業(yè)或者外來資本不可能均勻地進入到行業(yè)中每一類企業(yè)，從而導致了優(yōu)先進入企業(yè)的生產(chǎn)率得到大幅度提升，而沒有外資進入或者外資滯后進入的企業(yè)生產(chǎn)率水平?jīng)]有實質(zhì)變化。因此，從離散度或者生產(chǎn)率差距角度看，外資準入政策不利于行業(yè)內(nèi)部的資源優(yōu)化配置。盡管如此，由于存在技術溢出效應，隨著外資進入企業(yè)的快速發(fā)展，外資未進入企業(yè)也可能通過“追趕效應”慢慢減小與前者的差距，但是本文未驗證這一推斷。

表6 外資準入政策對企業(yè)生產(chǎn)率的影響

(五)異質(zhì)性檢驗

從上文可以看出，外資準入政策可以影響城市-行業(yè)層面的生產(chǎn)率離散度，并通過影響企業(yè)層面的生產(chǎn)效率進而產(chǎn)生作用。但是，由于企業(yè)所在地區(qū)、企業(yè)性質(zhì)及初始創(chuàng)新能力等方面存在差異(如表7所示)，進而可能導致外資準入政策對其生產(chǎn)率及離散度的影響也存在異質(zhì)性。從表7可以看出，實驗組和對照組企業(yè)的生產(chǎn)率水平在地區(qū)、企業(yè)性質(zhì)和創(chuàng)新水平等方面存在顯著差異。不管是實驗組還是對照組樣本，在地區(qū)層面，東部地區(qū)生產(chǎn)率最高，中、西部地區(qū)逐次降低；企業(yè)性質(zhì)層面，外資企業(yè)生產(chǎn)率水平最高，民營企業(yè)比國有企業(yè)更高；企業(yè)創(chuàng)新水平方面，有創(chuàng)新產(chǎn)值的企業(yè)生產(chǎn)率水平更高。因此，本文從上述三方面進行異質(zhì)性檢驗具備現(xiàn)實基礎。

表7 生產(chǎn)率在地區(qū)、企業(yè)性質(zhì)和創(chuàng)新水平方面的分布

關于地區(qū)層面的異質(zhì)性檢驗。由于區(qū)位差異，各地區(qū)初始的行業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展水平抑制了外資準入政策在地理層面的影響深度，政策效力可能由東部到西部逐次降低。本部分同時檢驗外資準入政策對企業(yè)生產(chǎn)率及其離散度的影響，回歸結果如表8所示。從模型(1)-模型(3)可以看出，交叉項tt系數(shù)的顯著性逐步下降，并且數(shù)值減小，說明外資準入政策主要在東部地區(qū)促進了企業(yè)生產(chǎn)率提高，中部地區(qū)的顯著性有所下降，西部地區(qū)則不受影響。這可能與東部地區(qū)的營商環(huán)境更為優(yōu)越和外資企業(yè)更多有關，進而導致外資進入程度更深。同樣地，從模型(4)-模型(6)可以看出，交叉項tt系數(shù)的顯著性逐步下降，并且數(shù)值減小，這與模型(1)-模型(3)的變化趨勢一致。表明地區(qū)差異導致了外資進入程度的不同，最終導致了政策效力的不同。

表8 外資準入政策在地區(qū)層面的異質(zhì)性影響

關于企業(yè)性質(zhì)層面的異質(zhì)性檢驗。從表7可以看出，外資企業(yè)的生產(chǎn)率最高，國有企業(yè)生產(chǎn)率最低。外資企業(yè)對于外來資本的吸收能力更強，甚至可以直接增加國外合作公司的資金投入。對于生產(chǎn)率離散度的檢驗，本文根據(jù)城市-行業(yè)層面中不同性質(zhì)企業(yè)數(shù)量占全部企業(yè)數(shù)量的比例大小進行排序，如果其中外資企業(yè)數(shù)量的比例最大，則該行業(yè)定義為外資行業(yè)，依次類推。企業(yè)性質(zhì)的劃分標準與前文控制變量部分的劃分標準一致?；貧w結果如表9所示，從模型(1)-模型(3)可以看出，僅外資和民營企業(yè)樣本組中交叉項tt的系數(shù)通過了顯著性檢驗，國有企業(yè)樣本組并不顯著，并且模型(3)交叉項tt的系數(shù)值相比模型(1)更大。這可能是因為，隨著外資準入標準的放松，外資更多進入了外資企業(yè)和民營企業(yè)，相對于民營企業(yè)，由于外商對外資企業(yè)更為熟悉，因而進入的資本更多，最終導致政策效力更大。而國有企業(yè)的開放程度相比民營企業(yè)更低，外資進入的門檻也更高，因而外資準入政策的效力并不顯著。從模型(4)-模型(6)可以看出，交叉項tt的系數(shù)僅在民營和外資行業(yè)樣本組中顯著，這與模型(1)-模型(3)的回歸結果一致。

表9 外資準入政策在企業(yè)性質(zhì)層面的異質(zhì)性影響

關于創(chuàng)新能力層面的異質(zhì)性檢驗。外資準入政策可能帶來技術溢出效應，但是技術溢出效應能否被有效吸收與企業(yè)自身的創(chuàng)新能力有關。本文進一步從創(chuàng)新能力角度進行異質(zhì)性檢驗，參照呂越等(2018)[27]的方法，使用新產(chǎn)品產(chǎn)出值與工業(yè)總產(chǎn)值的比例來衡量企業(yè)的創(chuàng)新能力。本文從年份-創(chuàng)新能力兩個維度按照三分位數(shù)分為“低創(chuàng)新能力”、“中創(chuàng)新能力”和“高創(chuàng)新能力”三個樣本組。對于生產(chǎn)率離散度的檢驗，本文根據(jù)城市-行業(yè)層面中不同創(chuàng)新能力企業(yè)的數(shù)量比例大小進行排序，將高創(chuàng)新能力企業(yè)數(shù)量比例較大的行業(yè)定義為高創(chuàng)新能力行業(yè)，依次類推?；貧w結果如表10所示，從模型(1)-模型(3)可以看出，交叉項tt的系數(shù)顯著為正，且數(shù)值差異不大。這說明不管是低創(chuàng)新能力還是高創(chuàng)新能力的企業(yè)，外資準入政策對企業(yè)生產(chǎn)率都有提升作用。但從模型(4)-模型(6)可以看出，僅模型(4)中交叉項tt的系數(shù)顯著為正，模型(5)、(6)沒有通過顯著性檢驗。本文認為，具有較高創(chuàng)新能力的企業(yè)對政策吸收能力更強，并且通過技術溢出效應進一步提升行業(yè)內(nèi)外資進入程度較少企業(yè)的生產(chǎn)率，因而不容易增大企業(yè)間的經(jīng)濟差距。

表10 外資準入政策在企業(yè)創(chuàng)新能力層面的異質(zhì)性影響

五 結論性評述

本文以2002年《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》調(diào)整作為準自然實驗，基于1998-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，運用雙重差分法(DID模型)，分析外資準入政策放松對資源優(yōu)化配置的影響。結果表明：(1)外資準入政策放松增大了城市-行業(yè)層面生產(chǎn)率的離散度，進而不利于資源的優(yōu)化配置；(2)從企業(yè)層面來看，外資準入政策提高了規(guī)制放松行業(yè)中企業(yè)的平均生產(chǎn)效率；(3)異質(zhì)性檢驗結果顯示，外資準入政策對資源優(yōu)化配置的影響與區(qū)域、企業(yè)性質(zhì)和創(chuàng)新能力等因素密切相關，外資準入政策導致資源錯配的效力主要體現(xiàn)在東部地區(qū)、非國有和低創(chuàng)新能力行業(yè)的樣本組中。

盡管外資準入政策放松有利于提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，但同時也增大了城市-行業(yè)內(nèi)部企業(yè)之間生產(chǎn)率的離散度，導致了資源錯配。因此，外資進入在短期內(nèi)大幅度改善了經(jīng)濟績效，但是也拉大了企業(yè)之間生產(chǎn)率水平的差距。本文認為，這可能與外資在不同類型企業(yè)中的進入程度存在差異有關，因此，應當鼓勵企業(yè)主動吸納外來資本和先進技術。異質(zhì)性檢驗部分的回歸結果顯示，越是靠近東部地區(qū)，外資準入政策的效力越顯著，因而中西部經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)更應當主動加大招商引資力度。對于國有企業(yè)，外資準入政策的作用就越不顯著，可以配合國有企業(yè)體制改革要求，使得更多的外來資本、先進技術、管理經(jīng)驗流向國有企業(yè)。創(chuàng)新能力越強的行業(yè)，外資準入政策導致資源錯配的作用就越不明顯，因此，應當鼓勵企業(yè)提高自主創(chuàng)新能力，進而增強對外資準入政策調(diào)整所帶來的技術溢出的吸收能力。