外資準(zhǔn)入如何影響中國相鄰城市間生產(chǎn)率差距？

宋顏群 胡浩然

一、引言

改革開放40多年以來，中國經(jīng)濟持續(xù)快速增長，但經(jīng)濟總量在地區(qū)間分布的差異化特征長期未得到改變，欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不充分是區(qū)域間發(fā)展不平衡的重要原因。目前來看，中國地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平差異較大，具體體現(xiàn)在生產(chǎn)率差距上(彭國華，2005；李靜等，2006)。中國政府高度重視地區(qū)間的經(jīng)濟發(fā)展差距問題，強調(diào)實施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的重要舉措。與此同時，經(jīng)濟全球化可以突出國家(地區(qū))間要素的比較優(yōu)勢，通過商品、服務(wù)、技術(shù)等互通有無促進全球經(jīng)濟的共同增長，特別是欠發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展(Michaely，1977；盛斌、毛其淋，2011)。但是，近幾年來逆全球化的浪潮此起彼伏，面對逆全球化的挑戰(zhàn)，中國政府堅持對外開放國策，并且在2018年重申“制度型開放”(1)“制度型開放”是2018年中央經(jīng)濟工作會議關(guān)于開放的新表述，會議要求推動全方位對外開放。。黨的十九大強調(diào)創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的五大發(fā)展理念，“開放”和“協(xié)調(diào)”共列其中。因此，本文從經(jīng)濟開放角度研究國內(nèi)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展議題具有重要的現(xiàn)實意義。

作為新時期“制度型開放”的組成部分，外商投資對于我國深化改革開放具有重要的促進作用(毛其淋，2019)。已有研究表明，外商投資以及外資準(zhǔn)入政策可以推動一國經(jīng)濟的持續(xù)增長(江小涓、李蕊，2002)，顯著影響了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，且大多研究證明具有正向溢出效應(yīng)(Aitken and Harrison，1999；Blalock and Gertler，2008；Keller and Yeaple，2009；Lu et al.，2017；蔣靈多、陸毅，2018；毛其淋、方森輝，2020)，并且有助于提高企業(yè)的技術(shù)和創(chuàng)新水平(Aghion et al.，2009；毛其淋，2019)、盈利水平(劉燦雷等，2018)、產(chǎn)品質(zhì)量(韓超、朱鵬洲，2018)、出口附加值(毛其淋、許家云，2019)等。

2020年中國成為全球最大的外資流入國，外資進入與我國外資政策密切相關(guān)，從某種程度講，不斷降低外資準(zhǔn)入門檻是外資開放的一種體現(xiàn)。本文以2002年重新修訂的《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》作為研究案例(Lu et al.，2017)，以外資準(zhǔn)入政策放松衡量外資開放。需要指出的是，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展通常意味著在地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展差距的減小(羅富政，2019；閆濤等，2019)?？臻g經(jīng)濟地理研究領(lǐng)域一般使用地區(qū)間人均GDP差額測度地區(qū)間“經(jīng)濟距離”指標(biāo)，并以此來研究地區(qū)間的經(jīng)濟收斂性問題(Rey and Montouri，1999；林光平等，2005；王西貝、馬薇，2019)。但考慮到外資準(zhǔn)入政策調(diào)整發(fā)生在行業(yè)層面，本文需要使用相對微觀的指標(biāo)來近似替代人均GDP差額。人均GDP與勞動生產(chǎn)率具有相似的經(jīng)濟學(xué)含義，前者用GDP除以總?cè)丝跀?shù)、后者用GDP除以就業(yè)人數(shù)衡量?？紤]到勞動生產(chǎn)率指標(biāo)的構(gòu)造方法較為粗糙，現(xiàn)有研究一般從全要素生產(chǎn)率視角研究經(jīng)濟發(fā)展差距問題。已有研究表明，地區(qū)間全要素生產(chǎn)率增長的差異性是導(dǎo)致經(jīng)濟發(fā)展差距的主要因素(Bernard and Jones，1996；郭慶旺等，2005；彭國華，2005；李靜等，2006；吳建新，2008)，我國地區(qū)間全要素生產(chǎn)率差距與經(jīng)濟發(fā)展差距的變動趨勢非常接近(石風(fēng)光、李宗植，2009)。

本文具體研究外資準(zhǔn)入政策放松對地區(qū)間(本文指相鄰城市間)生產(chǎn)率差距的影響和作用機制。與本文較為相似的文獻研究了外資進入的資源配置效應(yīng)問題(康茂楠等，2020)，但是與本文側(cè)重點不同，前者研究對象為企業(yè)間的生產(chǎn)率差距問題，本文研究的是以行業(yè)為媒介的地區(qū)間生產(chǎn)率差距問題。本文有待研究的問題至少包括如下兩方面：第一，外資準(zhǔn)入政策能否減小管制放松行業(yè)在地區(qū)間的生產(chǎn)率差距？第二，外資準(zhǔn)入政策通過什么作用機制或影響渠道導(dǎo)致了上述變化？本文基于1998-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，采用雙重差分法從4位數(shù)行業(yè)和城市層面展開研究。本文結(jié)論表明，我國的外資準(zhǔn)入政策顯著降低了管制放松行業(yè)在相鄰城市間的生產(chǎn)率差距。作用機制檢驗發(fā)現(xiàn)，外資準(zhǔn)入政策顯著降低了相鄰城市間管制放松行業(yè)的創(chuàng)新水平差距和盈利水平差距，且上述變化是導(dǎo)致管制放松行業(yè)在相鄰城市間生產(chǎn)率差距收斂的主要影響渠道。

從外資準(zhǔn)入政策角度思考，外商投資是發(fā)展中國家獲得先進技術(shù)的主要來源(Blomstr?m and Sj?holm，1999；Alfaro et al.，2004；黃燁菁，2019)，甚至有研究發(fā)現(xiàn)外資進入帶來的先進技術(shù)可以刺激技術(shù)前沿部門的研發(fā)創(chuàng)新(Aghion et al.，2009)。并且，技術(shù)進步是構(gòu)成全要素生產(chǎn)率的重要組成部分，研發(fā)創(chuàng)新、知識擴散和技術(shù)溢出是影響全要素生產(chǎn)率提升的重要因素(李平，2016；程惠芳、陳超，2017)?？梢酝茰y的是，伴隨外資準(zhǔn)入政策放松，技術(shù)或創(chuàng)新溢出效應(yīng)可能沿著管制放松行業(yè)在地區(qū)間擴散，技術(shù)溢出和創(chuàng)新成果共享有助于減小國家(地區(qū))間的經(jīng)濟發(fā)展差距(Abramovitz，1986；林毅夫、張鵬飛，2005)，創(chuàng)新驅(qū)動促使我國國內(nèi)地區(qū)間的經(jīng)濟收斂(楊朝峰等，2015；白俊紅、王林東，2016)。在外資準(zhǔn)入政策提高管制放松行業(yè)的企業(yè)創(chuàng)新水平的基礎(chǔ)上(毛其淋，2019)，行業(yè)層面的技術(shù)溢出效應(yīng)可能減小相鄰城市間的創(chuàng)新水平差距。因此，創(chuàng)新水平差距的減小是外資準(zhǔn)入政策放松減小相鄰城市間生產(chǎn)率差距的一個影響渠道。

從企業(yè)或者行業(yè)層面來看，作為微觀主體的企業(yè)通常將利潤最大化視為其基本目標(biāo)，企業(yè)利潤率既反映了企業(yè)的經(jīng)營績效，又體現(xiàn)了企業(yè)的盈利能力(劉燦雷等，2018)。已有研究表明，企業(yè)盈利能力影響企業(yè)的競爭力，企業(yè)的利潤率和生產(chǎn)率存在顯著的正相關(guān)關(guān)系(Miller and Rao，1989；Fandel and Lorth，2009；Jing，2017)。外資準(zhǔn)入政策最直接的影響是提升外商投資份額(Lu et al.，2017)，外資參與程度越深，企業(yè)面臨的外部融資約束越小(毛其淋，2019)，企業(yè)擴大生產(chǎn)和獲得盈利的能力越強。并且，外商投資可以帶來技術(shù)溢出效應(yīng)和示范效應(yīng)，有助于提升企業(yè)的技術(shù)水平和管理效率，進而提高其盈利水平(Meyer，2004；劉燦雷等，2018)。伴隨著相鄰城市間外資管制放松行業(yè)企業(yè)的盈利狀況得到共同改善，管制放松行業(yè)在相鄰城市間的生產(chǎn)率差距趨于減小。因此，盈利水平差距減小成為助推外資準(zhǔn)入政策減小相鄰城市間生產(chǎn)率差距的另一個影響渠道。

與已有研究相比，本文可能的邊際貢獻主要包括如下三方面。第一，在研究視角上，與已有文獻側(cè)重于研究外資準(zhǔn)入政策對企業(yè)或者行業(yè)影響的研究視角不同，本文側(cè)重于研究外資準(zhǔn)入政策對以行業(yè)為紐帶的地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展差距問題。就目前而言，中國已經(jīng)進入高質(zhì)量發(fā)展階段，但是地區(qū)間發(fā)展不平衡不充分問題嚴(yán)重，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展議題受到國家的高度重視，因此本文的研究視角符合現(xiàn)實國情和政策需要，本文在一定程度上豐富了關(guān)于區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展決定因素的定量研究。第二，在政策含義上，本文發(fā)現(xiàn)外資準(zhǔn)入政策放松顯著降低了管制放松行業(yè)在相鄰城市間的生產(chǎn)率差距。這表明外資開放政策帶動了地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)以及促進了區(qū)域的協(xié)調(diào)發(fā)展，這為新時期我國堅持“制度型開放”特別是外資開放以促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展和一體化提供了政策依據(jù)。同時，本文結(jié)論也為反駁西方國家逆全球化浪潮提供了有力依據(jù)，經(jīng)濟全球化可以有效減小國內(nèi)地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展差距，潛在益處是減小地區(qū)間的經(jīng)濟發(fā)展差距、居民貧富差距和社會矛盾。第三，在研究方法上，早期研究大多直接以外商投資額(FDI)作為外資的代理變量，因而可能面臨著較強的內(nèi)生性問題(韓超、朱鵬洲，2018)。本文借鑒已有的研究思路(Aghion et al.，2009；Lu et al.，2017)，以我國的外資準(zhǔn)入政策調(diào)整為案例設(shè)置準(zhǔn)自然實驗，有效克服了內(nèi)生性問題。

二、制度背景與典型事實

(一)制度背景

2001年10月中國正式加入WTO，為了適應(yīng)WTO規(guī)則，中國承諾擴大對外開放和降低市場準(zhǔn)入門檻，減小對外資準(zhǔn)入的限制。在2000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(dǎo)目錄》，并且自1995年發(fā)布以來先后進行了七次修訂，2002、2004和2007年在1997年的基礎(chǔ)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。借鑒已有研究的做法(Lu et al.，2017)，本文以2002年《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》重新進行大幅度修訂作為研究案例。

對于外資準(zhǔn)入政策的識別，本文主要借鑒Lu et al.(2017)的方法，因為《目錄》并非根據(jù)國民經(jīng)濟行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)設(shè)定，每一條目錄既包括了產(chǎn)品層面，又包括了行業(yè)層面，本文根據(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(biāo)準(zhǔn)(GB-T4754-2002)的四位數(shù)行業(yè)層面。對于部分不能直接識別的條目，本文借鑒了韓超、朱鵬洲(2018)的識別方法，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?！赌夸洝贩譃樵试S類、鼓勵類、限制類和禁止類，2002年與1997年對比，其中鼓勵類目錄增加了93條，限制類減少了37條，并且有些條目盡管內(nèi)容一致，但是規(guī)定的嚴(yán)格程度不同，因此需要一一對照，本文將只有語句調(diào)整但是政策變化程度不大的行業(yè)作為未變化行業(yè)處理。最終本文得出外資進入放松的4位數(shù)行業(yè)93個、因為限制或者禁止而變嚴(yán)的4位數(shù)行業(yè)25個、4位數(shù)混合行業(yè)8個。

由于不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r、產(chǎn)業(yè)政策和市場化程度等方面存在較大差異，因而優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)分布以及產(chǎn)業(yè)門類存在一定差別。因此，為了排除城市間自身差異的影響，樣本中的兩個城市應(yīng)當(dāng)具有較大的相似性。一般來講，相鄰城市在經(jīng)濟發(fā)展水平、區(qū)位優(yōu)勢、人文環(huán)境和產(chǎn)業(yè)布局等方面具有相似性，本文借鑒已有研究的做法(Michalopoulos and Papaioannou，2013；劉毓蕓等，2017)，保留相鄰城市的樣本進行研究。

(二)典型事實

1.相鄰城市間生產(chǎn)率差異的變化

本文將外資管制放松行業(yè)作為實驗組，將外資管制未變化行業(yè)作為對照組，分別求出兩類行業(yè)在相鄰城市間的平均生產(chǎn)率差距，繪制如圖1中a圖所示。本文采用Levinsohn and Petrin(2003)的方法測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并且算術(shù)平均計算到城市4位數(shù)行業(yè)層面，然后用城市間相同行業(yè)生產(chǎn)率差的絕對值來衡量生產(chǎn)率差距。a圖顯示，2001年及以前實驗組與對照組行業(yè)在相鄰城市間的平均生產(chǎn)率差距的變化趨勢整體差異不大，在2002年及以后實驗組相鄰城市間的平均生產(chǎn)率差距相較于對照組明顯下降。因此，從數(shù)據(jù)統(tǒng)計角度看，外資準(zhǔn)入政策放松可能降低了管制放松行業(yè)在相鄰城市間的生產(chǎn)率差距。

2.作用機制的事實依據(jù)

從前文分析可知，本文的作用機制可能來源于城市間在行業(yè)層面的技術(shù)或創(chuàng)新溢出效應(yīng)。本文推斷，外資管制放松行業(yè)的技術(shù)溢出效應(yīng)可能促使創(chuàng)新成果和先進技術(shù)在城市間進行擴散，進而降低城市間在該類行業(yè)的創(chuàng)新水平差距。本文使用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫新產(chǎn)品產(chǎn)出值與工業(yè)總產(chǎn)值的比例來衡量企業(yè)創(chuàng)新水平，并且計算到城市4位數(shù)行業(yè)層面，然后用城市間相同行業(yè)創(chuàng)新水平差的絕對值來衡量創(chuàng)新水平差距。但是，由于2004年缺乏新產(chǎn)品產(chǎn)出值變量，圖中2004年的創(chuàng)新水平差距數(shù)據(jù)由2003年與2005年算術(shù)平均得出。本文分別計算出實驗組和對照組的行業(yè)在相鄰城市間的平均創(chuàng)新水平差距數(shù)值，繪制如圖1中b圖所示。b圖顯示，2002年及以后實驗組相鄰城市間的平均創(chuàng)新水平差距相比對照組出現(xiàn)明顯下降，說明外資準(zhǔn)入政策放松可能降低了管制放松行業(yè)在相鄰城市間的創(chuàng)新水平差距。

與此同時，利潤率反映了企業(yè)的經(jīng)營績效和盈利能力。外資進入一方面可以緩解了企業(yè)外部融資約束壓力，另一方面可以通過溢出效應(yīng)改善企業(yè)的經(jīng)營績效，最終提升企業(yè)的盈利水平。管制放松行業(yè)企業(yè)盈利水平的共同提升將會縮小相鄰城市間的盈利水平差距，最終降低相鄰城市間的生產(chǎn)率差距。本文用銷售利潤率衡量企業(yè)盈利水平(2)銷售利潤率用企業(yè)總利潤與銷售額的比值來度量(劉燦雷等，2018)。，并且算數(shù)平均計算到城市4位數(shù)行業(yè)層面，然后用城市間相同行業(yè)盈利水平差的絕對值來衡量盈利水平差距。本文計算出實驗組和對照組的行業(yè)在相鄰城市間的平均盈利水平差距數(shù)值，繪制如圖1中c圖。可以看出，2002年及其以后實驗組行業(yè)的盈利水平差距相較于對照組顯著下降，說明外資準(zhǔn)入政策放松可能降低了管制放松行業(yè)在相鄰城市間的盈利水平差距。

圖1 外資準(zhǔn)入政策帶來經(jīng)濟效果的數(shù)據(jù)統(tǒng)計

三、研究設(shè)計

(一)計量模型的設(shè)定

為了有效識別外資準(zhǔn)入政策對相鄰城市間管制放松行業(yè)生產(chǎn)率差距的影響，借鑒已有研究的做法(毛其淋、方森輝，2020)，本文主要使用雙重差分法(DID)進行實證估計。相應(yīng)的基準(zhǔn)模型如公式(1)所示，其中b、c在本文中分別特指地理位置相鄰的兩個城市，i、t分別代表4位數(shù)行業(yè)和年份，εabit為隨機誤差項。

TFPgbcit=β0+β1·Treati×Post02t+β2·Xbcit+λbci+λt+λbct+εbcit

(1)

被解釋變量TFPbcit表示t年份城市b與城市c之間4位數(shù)行業(yè)的生產(chǎn)率差距，具體用城市間相同行業(yè)的企業(yè)平均全要素生產(chǎn)率作差，然后取絕對值來衡量(Hsieh and Klenow，2009；劉毓蕓等，2017)，即TFPgbcit=|TFPbit-TFPcit|。其中，TFPbit或者TFPcit表示t年份城市b或者城市c在i行業(yè)的企業(yè)平均全要素生產(chǎn)率。本文采用Levinsohn and Petrin(2003)的方法(LP法)測算出企業(yè)的全要素生產(chǎn)率(TFP)，這種方法可以避免索羅余值法(OLS法)的內(nèi)生性和樣本選擇偏誤等問題，同時可以避免Olley and Pakes(1996)的方法(OP法)因為投資與效率不具有單調(diào)性以及投資項為負(fù)值而造成樣本截斷等問題。為了保證城市4位數(shù)行業(yè)層面計算平均值的有效性，本文剔除城市4位數(shù)行業(yè)層面的企業(yè)數(shù)量小于10的樣本。同時，本文保留不同城市都存在相同行業(yè)的樣本，例如，城市b具有某行業(yè)，但是城市c不具有該行業(yè)，此時本文將城市組合在該行業(yè)做剔除處理。相鄰城市為任何地理位置相鄰的城市，一個城市可以對應(yīng)多個相鄰城市。

Treati表示政策分組虛擬變量，本文將外資管制放松的4位數(shù)行業(yè)作為實驗組，并且設(shè)置為1，將外資管制程度未發(fā)生變化的4位數(shù)行業(yè)作為對照組，并且設(shè)置為0。Post02t表示時間分組虛擬變量，將2002年及以后年份設(shè)置為1，其他年份設(shè)置為0。Treati×Post02t表示外資準(zhǔn)入政策放松帶來的凈效應(yīng)?；诠?1)的檢驗結(jié)果，本文主要關(guān)注β1的顯著性和方向，如果β1<0，并且通過10%以內(nèi)的顯著性檢驗，則說明外資準(zhǔn)入政策帶來的凈效應(yīng)可以顯著減小城市b與城市c之間管制放松行業(yè)的生產(chǎn)率差距。

為盡可能控制政策分組變量的選擇效應(yīng)以及排除其他潛在因素的干擾，本文在基準(zhǔn)模型(1)中加入6個城市b與城市c之間4位數(shù)行業(yè)層面的控制變量Xabit。分別為：(1)行業(yè)中企業(yè)平均規(guī)模差距(POPUg)，用城市之間相同行業(yè)的企業(yè)平均規(guī)模作差，然后取絕對值來衡量；其中，企業(yè)規(guī)模用企業(yè)就業(yè)人員數(shù)的對數(shù)值來衡量。(2)行業(yè)中企業(yè)平均年齡差距(AGEg)，用城市之間相同行業(yè)的企業(yè)平均年齡作差，然后取絕對值來衡量；其中，企業(yè)年齡用企業(yè)實際存在年限取對數(shù)衡量。(3)行業(yè)中企業(yè)平均工資水平差距(WAGEg)，用城市之間相同行業(yè)的企業(yè)平均工資水平作差，然后取絕對值來衡量；其中，企業(yè)工資水平用職工薪酬總額除以就業(yè)人數(shù)，然后取對數(shù)來衡量。(4)行業(yè)中企業(yè)平均資本密集度差距(KLg)，用城市之間相同行業(yè)的企業(yè)平均資本密集度作差，然后取絕對值來衡量；其中，企業(yè)資本密集度用固定資產(chǎn)與就業(yè)人數(shù)比值的對數(shù)值衡量。(5)產(chǎn)業(yè)集中度差距(HHIg)，用城市之間相同行業(yè)中各企業(yè)的總資產(chǎn)占行業(yè)總資產(chǎn)百分比的平方和表示；在城市4位數(shù)行業(yè)層面，HHIi=∑j(yij)2，其中yij表示i行業(yè)中j企業(yè)的總資產(chǎn)比重。(6)行業(yè)中企業(yè)平均出口程度差距(EXPORTg)，用城市之間相同行業(yè)的企業(yè)平均出口程度作差，然后取絕對值來衡量；其中，企業(yè)出口程度用企業(yè)出口交貨值占總產(chǎn)出值的比例衡量。

為了排除其他潛在未知不變因素的干擾，本文在基準(zhǔn)模型(1)中引入了城市b、城市c和4位數(shù)行業(yè)的聯(lián)合固定效應(yīng)，年份固定效應(yīng)，城市b、城市c和年份的聯(lián)合固定效應(yīng)。其中，城市b、城市c和4位數(shù)行業(yè)的聯(lián)合固定效應(yīng)(λbci)控制了本文所用數(shù)據(jù)的最小維度，年份固定效應(yīng)(λt)用于刻畫不隨時間變化的宏觀環(huán)境，城市b、城市c和年份的聯(lián)合固定效應(yīng)(λbct)用于刻畫不隨城市之間變化的時變宏觀環(huán)境。并且，本文在4位數(shù)行業(yè)層面對標(biāo)準(zhǔn)誤進行了聚類調(diào)整。由于本文已經(jīng)控制了城市b、城市c和4位數(shù)行業(yè)的聯(lián)合固定效應(yīng)與城市b、城市c和年份的聯(lián)合固定效應(yīng)，基本可以排除城市間其他潛在因素的干擾。本文主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源于1998-2007年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)涵蓋了全部國有企業(yè)以及主營業(yè)務(wù)收入大于500萬元的非國有企業(yè)。本文參照Brandt et al.(2012)的方法對原始數(shù)據(jù)進行了處理，刪除了工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)銷售產(chǎn)值和固定資產(chǎn)總額等關(guān)鍵變量缺失的數(shù)據(jù)，刪除了員工人數(shù)小于8人、總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)、總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值等明顯不符合會計規(guī)則的樣本。由于國民經(jīng)濟行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)在2002年發(fā)生了變化，本文按照2002年出臺的國民經(jīng)濟行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)(GB_T4754-2002)對CIC4位碼進行了調(diào)整(譚語嫣等，2017)。借鑒現(xiàn)有研究的一般做法，本文保留以2位數(shù)行業(yè)代碼(13-43)識別的制造業(yè)樣本(毛其淋，2019；毛其淋、方森輝，2020)。

四、實證檢驗

(一)基準(zhǔn)檢驗

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2匯報了外資準(zhǔn)入政策對城市b與城市c之間4位數(shù)行業(yè)的生產(chǎn)率差距影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。計量模型中控制了城市b、城市c和4位數(shù)行業(yè)的聯(lián)合固定效應(yīng)，年份固定效應(yīng)，城市b、城市c和年份的聯(lián)合固定效應(yīng)。表2第(1)-(7)列為逐步加入控制變量的回歸結(jié)果，可以看出交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)為負(fù)且在1%水平顯著，這表明外資準(zhǔn)入政策顯著減小了管制放松行業(yè)在相鄰城市間的生產(chǎn)差距。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文將表2第(7)列定義為基準(zhǔn)回歸結(jié)果，可以看出交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)的絕對值為0.0202，本文算出全樣本被解釋變量(生產(chǎn)率差距)的均值為0.3744，0.0202除以0.3744約等于0.054，這意味著外資準(zhǔn)入政策在減小相鄰城市間管制放松行業(yè)生產(chǎn)率差距的作用中大約起到了5.4%左右的貢獻度。

2.平行趨勢假設(shè)檢驗

雙重差分法需要滿足平行趨勢假設(shè)，即在外資準(zhǔn)入政策實施之前，實驗組和對照組的被解釋變量(本文指生產(chǎn)率差距)具有相同的趨勢變化。為了進行平行趨勢的假設(shè)檢驗，本文在公式1的基礎(chǔ)上，將時間虛擬變量(Post02)替換為各年份的時間虛擬變量(Year_d)，時間虛擬變量與政策虛擬變量(Treat)的乘積作為新的交叉項，具體如公式2所示。本文將政策起始年(2002年)設(shè)置為基準(zhǔn)年份，將基于公式2的回歸結(jié)果繪制在圖2中。其中，帶有“▲”的實線部分刻畫了外資準(zhǔn)入政策的邊際效應(yīng)，虛線部分描繪的是95%的置信區(qū)間。圖2顯示，以2002年為基準(zhǔn)年份的左側(cè)估計系數(shù)沒有通過顯著性檢驗且系數(shù)絕對值相對較小，右側(cè)估計系數(shù)顯著為負(fù)。這說明外資準(zhǔn)入政策對減小相鄰城市間管制放松行業(yè)的生產(chǎn)率差距起到了預(yù)期中的作用，上述檢驗結(jié)果表明本文的準(zhǔn)自然實驗滿足平行趨勢假設(shè)。

(2)

圖2 外資準(zhǔn)入政策對生產(chǎn)率差距的動態(tài)影響效應(yīng)

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.排除計量模型系統(tǒng)性設(shè)定偏差

本文實證檢驗的基礎(chǔ)條件是準(zhǔn)確識別外資準(zhǔn)入政策放松的行業(yè)，為了排除實驗組和對照組中行業(yè)是隨機選擇的可能性，本文設(shè)置500次隨機抽樣實驗(Li et al.，2016)。首先排除因為限制或者禁止而變嚴(yán)的行業(yè)和混合行業(yè)，然后隨機抓取93個行業(yè)作為實驗組，其他行業(yè)作為對照組，設(shè)置新的政策分組虛擬變量(Treat)。最后，分別與時間虛擬變量(Post02)做乘積形成新的交叉項，基于公式(1)重新進行估計。如果本文準(zhǔn)自然實驗的政策分組虛擬變量的設(shè)置存在系統(tǒng)性偏差，則隨機抽樣實驗中Treat×Post02估計系數(shù)的方向和顯著性將與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相近，反之，本文初始設(shè)置的識別框架是有效的。圖3描述了Treat×Post02估計系數(shù)t值的500次隨機抽樣分布，同基準(zhǔn)回歸結(jié)果(表2第(7)列)Treat×Post02估計系數(shù)的t值(-3.26)相比，500次隨機抽樣的t值基本符合以0為中心的正態(tài)分布，且?guī)缀跞课挥诩t色虛線的右側(cè)，僅有1次出現(xiàn)在紅色虛線左側(cè)。這說明500次隨機抽樣的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果存在顯著差異，本文的準(zhǔn)自然實驗不存在系統(tǒng)性偏差。

圖3 隨機抽樣(500次)估計系數(shù)t值的統(tǒng)計分布

2.政策的預(yù)期效應(yīng)

2001年12月，中國正式加入世界貿(mào)易組織(WTO)，為了適應(yīng)中國加入WTO規(guī)則的需要，中國對相關(guān)外資政策進行了修訂，其中包括了《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》。為了排除中國加入WTO事件的干擾及其預(yù)期效應(yīng)，本文構(gòu)建中國加入WTO當(dāng)年及其前一年的時間虛擬變量(分別為Year_2001和Year_2000)，然后將其與政策虛擬變量Treat的交叉項加入到計量模型中進行估計。檢驗結(jié)果如表3第(1)列所示，可以看出交叉項Treat×Year_2001和Treat×Year_2000的估計系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，同時，交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)顯著為負(fù)，這說明中國加入WTO事件不能對外資準(zhǔn)入政策的經(jīng)濟效應(yīng)造成實質(zhì)性的干擾。

3.控制產(chǎn)業(yè)的時間趨勢

外資準(zhǔn)入政策主要作用在行業(yè)層面，為了排除不可觀測的其他產(chǎn)業(yè)因素對本文估計結(jié)果造成的干擾，本文借鑒Liu and Qiu(2016)的做法在計量模型中控制了產(chǎn)業(yè)特定的線性時間趨勢項，即加入4位數(shù)行業(yè)的虛擬變量與時間趨勢項(T)的交互項，T表示年份的順序，比如將1998年設(shè)置為1，則2007年T為10。檢驗結(jié)果如表3第(2)列所示，可以看出交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)顯著為負(fù)，由此可見，不可觀測的其他產(chǎn)業(yè)因素并未對本文核心結(jié)論產(chǎn)生實質(zhì)性的影響。

4.更換企業(yè)全要素生產(chǎn)率的測算方法

前文測算企業(yè)的全要素生產(chǎn)率使用的是LP法，本文更換為另一種較為常用的方法OP法。與前文一致計算到4位數(shù)行業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率，然后求出城市b與城市c之間4位數(shù)行業(yè)層面的生產(chǎn)率差距。檢驗結(jié)果如表3第(3)列所示，可以看出交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)顯著為負(fù)，這與本文基準(zhǔn)檢驗結(jié)果一致。

5.外資管制嚴(yán)格行業(yè)的影響

如前文所述，外資準(zhǔn)入政策調(diào)整不但包括管制放松的行業(yè)，還包括準(zhǔn)入門檻因為限制或者禁止而變嚴(yán)的行業(yè)。鑒于外資管制嚴(yán)格行業(yè)相比管制放松行業(yè)不能帶來預(yù)期中的負(fù)向作用，甚至反向的作用。本文進一步設(shè)置反事實的虛擬實驗，將外資管制嚴(yán)格行業(yè)作為實驗組，將外資管制未變化的行業(yè)作為對照組。虛擬實驗的檢驗結(jié)果如表3第(4)列所示，可以看出交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)為正，但是沒有通過顯著性檢驗，這說明外資準(zhǔn)入政策對相鄰城市間管制嚴(yán)格行業(yè)生產(chǎn)率差距的影響趨于正向但不顯著。

6.排除樣本選擇性偏差

為了使得對照組的樣本與實驗組更為相似，以滿足DID模型為“雙胞胎”實驗的假設(shè)。本文采用傾向得分匹配法(PSM)對實驗組和對照組樣本進行1∶1近鄰匹配，然后基于公式(1)來進行重新檢驗(PSM-DID)。檢驗結(jié)果如表3第(5)列所示，可以看出交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)顯著為負(fù)，與本文基本結(jié)論一致。

表3 穩(wěn)健性檢驗Ⅰ

7.排除其他年份《目錄》調(diào)整的影響

因為在2004年和2007年國務(wù)院對《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》進行了重新修訂，但是修訂幅度僅有輕微變化，已有研究中一般忽略這兩次修訂的影響(Lu et al.，2017)。為了排除兩次調(diào)整對本文結(jié)論的干擾，本文剔除2004年及以后的的樣本，然后觀察實證結(jié)果是否發(fā)生實質(zhì)性改變，檢驗結(jié)果如表4第(1)列所示。可以看出交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)顯著為負(fù)，與本文基本結(jié)論一致。

8.反事實的安慰劑檢驗

雙重差分法適合使用的一個重要條件是在外資準(zhǔn)入政策實施(2002年)之前，實驗組和對照組需要滿足平行趨勢假設(shè)。參照Topalova(2010)的做法，本文對政策實施前的實驗組和對照組進行反事實的安慰劑檢驗。具體做法是，選用外資準(zhǔn)入政策實施之前的樣本(1998-2001年)，分別假設(shè)加工貿(mào)易轉(zhuǎn)移政策發(fā)生在1999年和2000年，然后重新進行回歸分析。如果虛設(shè)的外資準(zhǔn)入政策調(diào)整年份對生產(chǎn)率差距的影響不顯著，則基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果是可信的，檢驗結(jié)果如表4第(2)、(3)列所示?？梢钥闯鼋徊骓桾reat×Post01、Treat×Post00的估計系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，基準(zhǔn)實證結(jié)果穩(wěn)健。

9.調(diào)整研究樣本

在識別外資準(zhǔn)入政策調(diào)整的影響效應(yīng)時，公式(1)存在一個潛在假定，即實驗組和對照組城市的經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和門類等具有完全的相似性。但是，這樣的“雙胞胎”假定在現(xiàn)實中并不存在。在改革開放以后，直轄市、省會城市和計劃單列市作為對外開放的前沿地率先發(fā)展起來，與其他城市相比受到了更多的國家政策扶持，并且國家希望這些大城市發(fā)展起來以后能夠“以點帶面”促進其他城市的發(fā)展。為盡可能保持城市組合的相似性，本文將直轄市、省會城市和計劃單列市從研究樣本中剔除，檢驗結(jié)果如表4第(4)列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)顯著為負(fù)，這說明即便在剔除特殊城市后，檢驗結(jié)果依然具有顯著的解釋力。

表4 穩(wěn)健性檢驗Ⅱ

除此之外，地區(qū)之間的相似性還取決于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的類同，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)需要反映產(chǎn)業(yè)間的協(xié)調(diào)和各產(chǎn)業(yè)部門的合理比例。本文借鑒干春暉等(2011)的做法，采用泰爾指數(shù)反映城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理性，并且構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化(RIS)指數(shù)，如公式(3)所示。其中，Y表示工業(yè)增加值，以4位數(shù)行業(yè)所有企業(yè)的總工業(yè)增加值衡量；L表示就業(yè)人數(shù)，以4位數(shù)行業(yè)所有企業(yè)的總就業(yè)人員數(shù)衡量；n表示產(chǎn)業(yè)門類數(shù)，i表示4位數(shù)行業(yè)，本文計算到城市層面。然后本文構(gòu)建城市間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差距(RISg)指標(biāo)，用城市間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)數(shù)值作差后取絕對值來衡量。在表4第(4)列基礎(chǔ)上，分別按照產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差距數(shù)值進行四分位數(shù)和中位數(shù)分組，保留前1/4和1/2組的樣本，檢驗結(jié)果如表4第(5)、(6)列所示。可見交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)依然顯著為負(fù)，并且估計系數(shù)的絕對值在第(5)、(6)列(分別為0.0525和0.0538)大于第(4)列(0.0322)。上述結(jié)果表明，在盡可能保持城市間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似性的情況下，本文結(jié)論依然穩(wěn)健。

(3)

10.工具變量法

現(xiàn)有文獻也有從外資進入的視角進行研究，認(rèn)為外資準(zhǔn)入門檻放松首先導(dǎo)致的是外資進入程度的加深。借鑒已有研究的做法(Lu et al.，2017)，本文用行業(yè)外商投資份額作為外資進入程度的代理變量，并且將2002年《目錄》的重新修訂作為外資進入程度的工具變量(IV)，使用兩階段最小二乘法(2SLS)結(jié)合DID模型(2SLS-DID)進行了實證檢驗。本文主要借鑒Lu et al.(2017)的方法測算外商投資份額(FDI_share)，使用企業(yè)的銷售額(Sales)作為權(quán)重，然后加權(quán)平均計算到4位數(shù)行業(yè)層面，具體的表達式如公式(4)所示。FDI_shareijt表示為i行業(yè)內(nèi)企業(yè)j在時期t的外商資本金與企業(yè)總實收資本的比重。

(4)

本文借鑒Lu et al.(2017)的做法，將雙重差分法的思想嵌入到工具變量法中。其基本假設(shè)是：外商投資份額(FDI_share)所衡量的外資進入程度的變化可能影響到相鄰城市間行業(yè)的生產(chǎn)率差距；但是，外商投資份額變化直接受到外生的外資準(zhǔn)入政策的影響，因而可以將外資準(zhǔn)入政策調(diào)整這一外部沖擊作為工具變量(IV)。本文使用兩階段最小二乘法(2SLS)進行實證檢驗，并且控制了城市b和城市c聯(lián)合固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)、4位數(shù)行業(yè)固定效應(yīng)，具體的檢驗結(jié)果如表5所示?？梢钥闯?，第一階段交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)顯著為正，這說明外資準(zhǔn)入政策顯著提高了管制放松行業(yè)的外資進入程度；第二階段FDI_share的估計系數(shù)顯著為負(fù)，說明在外資準(zhǔn)入政策的影響下，外資進入有助于減小相鄰城市間行業(yè)的生產(chǎn)率差距。與此同時，本文的弱工具變量檢驗結(jié)果顯示，F(xiàn)統(tǒng)計值顯著大于臨界值10，表明回歸結(jié)果不存在弱工具變量問題。總體而言，上述結(jié)果再次為外資準(zhǔn)入政策放松減小生產(chǎn)率差距提供了證據(jù)。

表5 工具變量法檢驗：2SLS-DID

(三)異質(zhì)性檢驗

1.區(qū)域的差異性

我國各個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平不同，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平差距較大。一般來講，東部地區(qū)經(jīng)濟起步較早，市場化程度和開放程度較高，產(chǎn)業(yè)門類更為齊全，外資進入程度也較高。目前來看，我國已經(jīng)逐步具備區(qū)域一體化傾向的地區(qū)有珠三角、長三角和京津冀地區(qū)，這些地區(qū)均位于東部地區(qū)。因此，相對來講，東部地區(qū)的經(jīng)濟開放程度更高，經(jīng)濟發(fā)展階段處于較高水平，城市間的市場分割程度相對較小，外資準(zhǔn)入政策減小相鄰城市間行業(yè)生產(chǎn)率差距的作用反而可能較弱。本文將全樣本劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)3個樣本組(3)由于一些城市b-城市c組合分布在相鄰的不同區(qū)域，本文將東部地區(qū)與中部地區(qū)相鄰城市組合樣本歸類到中部地區(qū)樣本組，將西部地區(qū)與中部、東部地區(qū)相鄰的城市組合樣本組歸類到西部地區(qū)樣本組。，檢驗結(jié)果如表6第(1)-(3)列所示?？梢钥闯鼋徊骓桾reat×Post02的估計系數(shù)在第(1)列不顯著，在第(2)-(3)列顯著為負(fù)。這些結(jié)果表明，越是市場分割程度較大的中部和西部地區(qū)，外資準(zhǔn)入政策放松減小生產(chǎn)率差距的作用越強。

2.地區(qū)發(fā)展差距的收斂性

實際上，現(xiàn)有研究多有討論地區(qū)發(fā)展差距問題。趙勇、魏后凱(2015)研究發(fā)現(xiàn)，城市群的空間功能分工與地區(qū)差距之間存在鐘狀曲線式的倒“U”型關(guān)系；隨著空間功能分工的深化(2011年以前)，地區(qū)差距會擴大，政府干預(yù)會抑制地區(qū)差距的擴大；隨著空間功能分工超過轉(zhuǎn)折點后(2011年以后)，地區(qū)差距則會縮小。從投資的研究角度看，顏偉、劉冬榮(2010)研究發(fā)現(xiàn)，外商投資拉大了地區(qū)差距和加劇了內(nèi)資經(jīng)濟與外資經(jīng)濟的失衡；也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，外商投資的區(qū)域分布不能有效解釋各地區(qū)經(jīng)濟的不平衡狀況，相反，國內(nèi)投資是造成區(qū)域經(jīng)濟差距長期存在的主要因素(武劍，2002)。郭金龍、王宏偉(2003)則認(rèn)為，在資源有限和存在地方利益的情況下，通過地區(qū)間資本流動的自我調(diào)整來達到縮減地區(qū)差距的可能性很小，相反政策導(dǎo)向引起的資本流動對于改變地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展差距作用明顯，需要加大對欠發(fā)達地區(qū)的政策性投資。

鑒于外資準(zhǔn)入政策調(diào)整主要針對行業(yè)，在理論上外資可以自由流入準(zhǔn)入門檻放松行業(yè)的各個地區(qū)。特別是隨著東部發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展速度和資本回報率下降，以及中國政府號召“國內(nèi)國際雙循環(huán)”新發(fā)展格局和產(chǎn)業(yè)的跨區(qū)域轉(zhuǎn)移等，外資流入欠發(fā)達地區(qū)的可能性增大。本文分別從東中西部地區(qū)和南北方地區(qū)兩個角度討論地區(qū)發(fā)展差距問題，首先保留東部地區(qū)與中部地區(qū)、中部地區(qū)與西部地區(qū)相鄰城市組合的樣本，檢驗結(jié)果如表6第(4)、(5)列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)顯著為負(fù)，并且估計系數(shù)的絕對值在第(5)列大于第(4)列。這些結(jié)果表明，外資準(zhǔn)入政策有助于減小不同區(qū)域相鄰城市管制放松行業(yè)的生產(chǎn)率差距，并且對于減小中西部地區(qū)差距的作用更大。此外，本文保留南北方省份交界處的城市組合樣本(4)通常中國南北地理分界線是以秦嶺—淮河為界，但是江蘇、安徽、河南和陜西等省份處于南北分界線兩方，根據(jù)地理氣候和生活習(xí)俗分別歸類到南北方省份。，檢驗結(jié)果如表6第(6)列所示。容易發(fā)現(xiàn)，交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)雖然為負(fù)，但是沒有通過顯著性檢驗。因此，外資準(zhǔn)入政策放松對于減小南北方地區(qū)差距的作用并不明顯，背后原因可能在于，盡管近幾年中國南北方地區(qū)發(fā)展差距問題逐步凸顯起來，但是具有代表性的依然是東中西部之間的區(qū)域發(fā)展差距。

表6 關(guān)于區(qū)域的異質(zhì)性檢驗

3.創(chuàng)新水平和盈利水平的差異性

如前文分析，創(chuàng)新水平差距和盈利水平差距收斂是外資準(zhǔn)入政策減小相鄰城市間管制放松行業(yè)生產(chǎn)率差距的影響渠道。并且，已有研究表明外資準(zhǔn)入政策可以顯著地提升管制放松行業(yè)中企業(yè)的創(chuàng)新水平和盈利水平(劉燦雷等，2018；毛其淋，2019)。那么，對于初始創(chuàng)新水平和盈利水平較低的行業(yè)，外資準(zhǔn)入政策可能帶來更大的作用。本文對行業(yè)的創(chuàng)新水平和盈利水平按照三分位數(shù)進行分組，分別分為低、中和高創(chuàng)新水平和盈利水平3個樣本組，檢驗結(jié)果如表7所示?？梢钥闯鰞H第(1)、(2)、(4)列交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)顯著為負(fù)，這說明行業(yè)的初始創(chuàng)新水平和盈利水平越低，外資準(zhǔn)入政策減小生產(chǎn)率差距的作用越大?？赡艿脑蛟谟冢旱谝唬瑢τ趧?chuàng)新水平和盈利水平本身不高的行業(yè)，外資進入更加有利于促進技術(shù)的溢出和緩解外部融資約束程度，進而提高行業(yè)整體的創(chuàng)新水平和盈利水平。第二，創(chuàng)新水平和盈利水平相對更高的行業(yè)一般為發(fā)展比較成熟的行業(yè)，因而對外資的吸納程度一般較低。同時，技術(shù)壁壘一直存在，出于保護自身核心技術(shù)的需要，外資更傾向于將中低端產(chǎn)業(yè)和技術(shù)轉(zhuǎn)移到發(fā)展中國家，高端產(chǎn)業(yè)和技術(shù)保留在本國。

表7 關(guān)于創(chuàng)新水平和盈利水平的異質(zhì)性檢驗

4.外商投資份額的差異性

前文使用行業(yè)的外商投資份額(FDI_share)作為衡量外資進入程度的代理變量。但是，行業(yè)初始外商投資份額的充裕程度不同，外資準(zhǔn)入政策的影響程度可能也會存在差異。對于初始的外商投資份額比較充裕的行業(yè)，此時外資進入的程度已經(jīng)較高，外資進一步進入的空間相對較小，因而外資準(zhǔn)入政策帶來的作用反而可能不明顯?？紤]到外資準(zhǔn)入政策可以引導(dǎo)外資進入，并且反映在行業(yè)外商投資份額的變化上，本文對外商投資份額按照三分位數(shù)進行分組，具體分為低、中和高外商投資份額3個樣本組。檢驗結(jié)果如表8所示，可以看出僅第(1)列交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)顯著為負(fù)，這說明在外資初始進入程度越低行業(yè)，外資準(zhǔn)入政策減小相鄰城市間管制放松行業(yè)生產(chǎn)率差距的作用反而越強。

表8 關(guān)于外商投資份額的異質(zhì)性檢驗

五、作用機制檢驗與拓展性分析

(一)作用渠道檢驗

前文主要驗證了外資準(zhǔn)入政策顯著減小了管制放松行業(yè)在相鄰城市間的生產(chǎn)率差距，并且從多方面驗證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。如前文分析，創(chuàng)新水平差距和盈利水平差距減小可能是外資準(zhǔn)入政策減小生產(chǎn)率差距的影響渠道，本文此處構(gòu)建中介效應(yīng)模型對其中可能的影響渠道進行驗證。本文選取創(chuàng)新水平差距(INNOg)和盈利水平差距(PROFg)作為中介變量，借鑒毛其淋(2019)的做法使用中介效應(yīng)模型進行檢驗，基本模型設(shè)置如公式(5)、(6)所示，其中MID表示中介變量。

MIDbcit=β0+χ·Treati×Post02t+β2·Xbcit+λbci+λt+λbct+εbcit

(5)

TFPgbcit=β0+γ·Treati×Post02t+δ·MIDbcit+β2·Xbcit+λbci+λt+λbct+εbcit

(6)

1.創(chuàng)新水平差距的中介效應(yīng)

如前文所述，外資準(zhǔn)入政策可能激勵國外的先進技術(shù)和創(chuàng)新成果不斷流入管制放松行業(yè)(Alfaro et al.，2004；毛其淋，2019)，從單向維度可能影響行業(yè)層面的創(chuàng)新水平，從雙向維度可能影響著相鄰城市間行業(yè)的創(chuàng)新水平差距，創(chuàng)新水平差距的變化可能是外資準(zhǔn)入政策減小生產(chǎn)率差距的一個影響渠道。本文使用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中城市4位數(shù)行業(yè)層面企業(yè)平均新產(chǎn)品產(chǎn)出值與工業(yè)總產(chǎn)值的比例來衡量創(chuàng)新水平(呂越等，2018)，然后用兩個城市相同行業(yè)的創(chuàng)新水平差的絕對值來衡量創(chuàng)新水平差距(INNOg)。由于2004年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫新產(chǎn)品產(chǎn)出總值數(shù)據(jù)缺失，因而關(guān)于創(chuàng)新水平差距的檢驗不包含2004年的樣本。

當(dāng)創(chuàng)新水平差距(INNOg)作為中介變量時，檢驗結(jié)果如表9第(1)、(2)列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)第(1)列交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)顯著為負(fù)，說明外資準(zhǔn)入政策顯著減小了相鄰城市間管制放松行業(yè)的創(chuàng)新水平差距。第(2)列的檢驗結(jié)果顯示，INNOg的估計系數(shù)顯著為正，可見創(chuàng)新水平差距越大則生產(chǎn)率差距越大。表9第(3)列為不包含2004年樣本的檢驗結(jié)果，可以看出交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)顯著為負(fù)，與前文基準(zhǔn)回歸模型的檢驗結(jié)果一致。同時，表9第(2)列交叉項估計系數(shù)的絕對值比第(3)列顯著下降，這說明外資準(zhǔn)入政策通過減小相鄰城市間管制放松行業(yè)的創(chuàng)新水平差距進而減小了生產(chǎn)率差距。

2.盈利水平差距的中介效應(yīng)

外資進入可以有效地緩解企業(yè)的融資約束(毛其淋，2019)；外資進入帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)改善了企業(yè)的管理效率，進而提高企業(yè)的利潤率(劉燦雷等，2018)，同一行業(yè)內(nèi)的企業(yè)盈利水平將會共同改善。從雙向維度看，外資準(zhǔn)入政策可能影響著相鄰城市間行業(yè)的盈利水平差距，盈利水平差距的變化可能是外資準(zhǔn)入政策放松減小生產(chǎn)率差距的一個影響渠道。本文借鑒劉燦雷等(2018)的做法，采用城市4位數(shù)行業(yè)層面企業(yè)平均的銷售利潤率來衡量盈利水平，然后用兩個城市相同行業(yè)的盈利水平差的絕對值來衡量盈利水平差距(PROFg)。

當(dāng)盈利水平差距(PROFg)作為中介變量時，檢驗結(jié)果如表9第(4)、(5)列所示。從第(4)列可以看出，交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)顯著為負(fù)，說明外資準(zhǔn)入政策顯著降低了相鄰城市間管制放松行業(yè)的盈利水平差距。結(jié)合第(5)列的檢驗結(jié)果，PROFg的估計系數(shù)顯著為正，表示盈利水平差距越大則生產(chǎn)率差距越大。同時，在加入中介變量PROFg后，交叉項Treat×Post02估計系數(shù)的絕對值與表2第(7)列的基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比顯著下降。因此，盈利能力差距下降是外資準(zhǔn)入政策減小生產(chǎn)率差距的另一個影響渠道，表明外資準(zhǔn)入政策可以通過降低盈利水平差距進而減小生產(chǎn)率差距。

(二)拓展分析

本文所用的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)包含了行業(yè)和地區(qū)之間兩個維度，從行業(yè)層面看，中國加入世界貿(mào)易組織(WTO)后進口關(guān)稅下降(貿(mào)易自由化程度加深)，其可能在外資準(zhǔn)入政策放松減小生產(chǎn)率差距中起到調(diào)節(jié)作用；從地區(qū)層面看，地區(qū)之間本身存在的市場分割可能對生產(chǎn)率差距造成直接的影響，并且可能影響外資準(zhǔn)入政策放松減小生產(chǎn)率差距的作用程度。因此，本文從貿(mào)易自由化和市場分割兩方面展開討論。

表9 中介效應(yīng)模型檢驗

1.貿(mào)易自由化的調(diào)節(jié)作用

加入WTO以來，中國憑借快速的經(jīng)濟增長和日益開放的引資環(huán)境，吸引了大量外資企業(yè)進入開展國際直接投資活動(Naughton，2006；余淼杰，2011；毛其淋，2019)。韓超、朱鵬洲(2018)認(rèn)為，為了適應(yīng)中國加入WTO規(guī)則的需要，中國對包括《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》等外資政策進行了修訂?；诖?，貿(mào)易自由化可能對外資準(zhǔn)入政策調(diào)整帶來了間接的影響。此外，貿(mào)易自由化可以看作是“制度型開放”的另一種體現(xiàn)，梁經(jīng)偉等(2018)認(rèn)為，在開放經(jīng)濟背景下，本土企業(yè)將加強自身的學(xué)習(xí)效應(yīng)以獲得外資企業(yè)的技術(shù)和知識溢出，通過自主創(chuàng)新進而提升本土企業(yè)的知識水平。貿(mào)易自由化可能加強外資準(zhǔn)入政策放松減小生產(chǎn)率差距的積極作用。因此，外資準(zhǔn)入政策對相鄰城市間管制放松行業(yè)生產(chǎn)率差距的影響可能受到貿(mào)易自由化的調(diào)節(jié)作用。本文在公式(1)基礎(chǔ)上引入貿(mào)易自由化變量(LOT)以及交互項Treat×Post02×LOT，如公式(7)所示。

TFPgbcit=β0+β1·Treati×Post02t+φ·Treati×Post02t×LOTit+φ·LOTit+β2·Xbcjt+λbci+λt+λbct+εbcit

(7)

本文借鑒Fernandes(2007)的方法測度貿(mào)易自由化變量(LOT)，計算方法如公式(8)所示。s表示6位數(shù)海關(guān)HS碼產(chǎn)品，Ii表示4位數(shù)行業(yè)i的產(chǎn)品集合，nst表示第t年6位數(shù)海關(guān)HS碼產(chǎn)品的稅目數(shù)，Tariffst表示第t年6位數(shù)海關(guān)HS碼產(chǎn)品s的進口關(guān)稅稅率。

(8)

本文按照行業(yè)進口關(guān)稅稅率的大小進行三分位數(shù)分組，具體分為高關(guān)稅、中關(guān)稅和低關(guān)稅稅率3個樣本組，檢驗結(jié)果如表10第(1)-(3)列所示?？梢钥闯?，僅第(3)列交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)顯著為負(fù)，這說明行業(yè)的貿(mào)易自由化程度越高(進口關(guān)稅稅率越低)，外資準(zhǔn)入政策減小相鄰城市間管制放松行業(yè)生產(chǎn)率差距的作用越明顯。本文進一步根據(jù)公式(7)進行檢驗，檢驗結(jié)果如表10第(4)列所示，可以看出LOT的估計系數(shù)顯著為負(fù)，這說明行業(yè)的貿(mào)易自由化程度越高，則相鄰城市間管制放松行業(yè)的生產(chǎn)率差距越小。與此同時，Treat×Post02×LOT的估計系數(shù)顯著為負(fù)，外資準(zhǔn)入政策對生產(chǎn)率差距的影響由β1決定轉(zhuǎn)化為(β1+φ×LOT)決定。因此，隨著行業(yè)的貿(mào)易自由化程度的不斷加深(進口關(guān)稅稅率的不斷下降)，外資準(zhǔn)入政策放松減小城市b與城市c之間4位數(shù)行業(yè)生產(chǎn)率差距的作用將增強，這說明貿(mào)易自由化在其中起到了積極的調(diào)節(jié)作用。

表10 貿(mào)易自由化的調(diào)節(jié)作用

2.市場分割的作用

本文依然需要回歸到中國存在市場分割現(xiàn)象的事實(呂越等，2018)?！敖?jīng)濟開放”與“經(jīng)濟壁壘”是一對反義詞，國內(nèi)市場分割造成了地區(qū)間的“經(jīng)濟壁壘”，對于市場分割程度較大的地區(qū)，較大的“經(jīng)濟壁壘”造成了要素不能充分流動、抑制了技術(shù)溢出和創(chuàng)新成果的交流，進而可能造成地區(qū)間較大的發(fā)展差距(Young，2000；Poncet，2003)。當(dāng)?shù)貐^(qū)之間本身的市場分割程度越小(一體化程度越大)時，此時技術(shù)溢出、創(chuàng)新成果共享以及勞動力、資本等要素配置可能相對更為充分?？梢酝茰y，如果地區(qū)之間初始的市場分割程度較大，外資進入的一個突出作用是帶來技術(shù)和創(chuàng)新的溢出效應(yīng)(Alfaro et al.，2004)，進而增強了地區(qū)間產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)，外資準(zhǔn)入政策減小地區(qū)間生產(chǎn)率差距的作用可能反而越大。

那么，經(jīng)濟開放與市場分割存在怎樣的關(guān)系？現(xiàn)有研究并無定論，一些學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟開放與市場分割呈倒“U”型關(guān)系(陳敏等，2008；任志成等，2014)，甚至加劇了地區(qū)的市場分割(Chen et al.，2007；陸銘、陳釗，2009)。也有學(xué)者持有相反觀點，認(rèn)為外資開放對市場分割具有顯著的正向影響(劉剛，2017)，還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)對外開放對市場分割并無顯著的相關(guān)性(宋書杰，2016)。實際上，市場分割通常與制度、政策(徐現(xiàn)祥、李郇，2005)、地理交通(Young，2000；逯建、施炳展，2014)等密切相關(guān)，中國目前仍存在市場分割。本文此處探討市場分割存在情況下，外資準(zhǔn)入政策如何影響地區(qū)間生產(chǎn)率差距。

本文分別從地區(qū)之間的地理距離、是否處于相同行政區(qū)劃和價格法測算市場分割程度。一般來講，地區(qū)之間地理距離越遠，其面臨的境內(nèi)運輸成本越大(逯建、施炳展，2014)，市場分割程度越大(Young，2000)。本文首先按照城市之間地理距離的大小進行三分位數(shù)分組(5)相鄰城市(包括自治州、盟、直轄市)政府所在位置之間的直線距離。，具體分為較短距離、中等距離和較遠距離3個樣本組，檢驗結(jié)果如表11第(1)-(3)列所示?？梢钥闯鼋徊骓桾reat×Post02的估計系數(shù)的顯著性由不顯著到顯著變化，交叉項估計系數(shù)的絕對值逐步增大，這說明地區(qū)之間地理距離越大(市場分割程度越大)，外資準(zhǔn)入政策減小相鄰城市間管制放松行業(yè)生產(chǎn)率差距的作用越強。

此外，由于相同省份一般具有相似的政治、經(jīng)濟、文化、市場和產(chǎn)業(yè)政策環(huán)境，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展一般首先體現(xiàn)在臨近地區(qū)或者省內(nèi)的協(xié)調(diào)發(fā)展，例如珠三角地區(qū)的城市群等。因此，相同省份城市之間的市場分割程度一般要小于不同省份(本文指相鄰省份)城市之間的市場分割程度。本文將全樣本分為同省之內(nèi)和相鄰省份兩個樣本組，檢驗結(jié)果如表11第(4)、(5)列所示?？梢钥闯鰞H第(5)列交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)顯著為負(fù)，說明越是不在一個行政區(qū)劃內(nèi)(市場分割程度越大)，外資準(zhǔn)入政策放松減小生產(chǎn)率差距的作用越強。

表11 關(guān)于市場分割的檢驗結(jié)果

本文進一步測算市場分割程度變量(MSEG)，由于本文目前還不能獲得地級市層面完整的價格數(shù)據(jù)(6)李嘉楠等(2019)使用國家發(fā)改委價格監(jiān)控中心公布的《我國主要城市價格監(jiān)控數(shù)據(jù)》采用相對價格法測度了165個城市的市場分割程度，但是了解到這套數(shù)據(jù)目前還沒有公開，本文目前還較難以獲得這套數(shù)據(jù)進行測算。，借鑒已有研究的做法，本文使用省(市、自治區(qū))層面的價格數(shù)據(jù)測算市場分割程度(Parsley and Wei，2001；盛斌、毛其淋，2011)(7)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(1998-2008)，本文選取10種在統(tǒng)計年鑒中連續(xù)存在的商品，分別包括：中西藥品、紡織品、服裝鞋帽、家用電器、金銀珠寶、燃料、日用品、食品、書報雜志、飲料煙酒。。鑒于原始數(shù)據(jù)中商品價格都是環(huán)比指數(shù)，本文首先采用價格比對數(shù)的一階差分形式來度量價格，具體如公式(9)所示。其中，B表示城市b所在的省份，C代表城市c所在的省份，t為年份，P為環(huán)比指數(shù)，k為商品。同時，為了避免因為省份位置不同而造成相對方差的不同，本文將其取絕對值處理，如公式(10)所示。

(9)

(10)

(11)

在表11第(5)列的基礎(chǔ)上，本文對地區(qū)之間的市場分割程度(MSEG)進行三分位數(shù)分組，具體分為低度、中度和高度市場分割程度3個樣本組，檢驗結(jié)果如表11第(6)-(8)列所示?？梢钥闯?，僅第(7)列和第(8)列交叉項Treat×Post02的估計系數(shù)顯著為負(fù)，這說明市場分割程度越大，則外資準(zhǔn)入政策放松減小生產(chǎn)率差距的作用越強。因此，綜合而言，地區(qū)間的初始市場分割程度越大，外資準(zhǔn)入政策減小相鄰城市間管制放松行業(yè)生產(chǎn)率差距的作用越強。

六、結(jié)論性評述

不斷深化對外改革開放和促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展是我國當(dāng)前面臨的重要發(fā)展任務(wù)。本文將“開放”和“協(xié)調(diào)”議題進行結(jié)合，具體以2002年《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》的重新修訂作為研究案例，運用雙重差分法研究了外資準(zhǔn)入政策對管制放松行業(yè)在相鄰城市間生產(chǎn)率差距的影響和作用機制。本文主要發(fā)現(xiàn)，外資準(zhǔn)入政策可以顯著減小管制放松行業(yè)在我國相鄰城市間的生產(chǎn)率差距，并且通過了一系列的穩(wěn)健性檢驗。外資準(zhǔn)入政策的經(jīng)濟效應(yīng)在不同地區(qū)、不同樣本間存在異質(zhì)性，其對中部地區(qū)、西部地區(qū)以及初始較低創(chuàng)新水平、盈利能力和外商投資份額行業(yè)樣本的生產(chǎn)率差距降低效應(yīng)更大。作用機制檢驗結(jié)果顯示，外資準(zhǔn)入政策顯著減小了相鄰城市間管制放松行業(yè)的創(chuàng)新水平差距和盈利水平差距，這些因素共同推動了相鄰城市間的生產(chǎn)率差距收斂。拓展性分析發(fā)現(xiàn)，行業(yè)的貿(mào)易自由化程度越高以及地區(qū)間的市場分割程度越大，外資準(zhǔn)入政策減小相鄰城市間管制放松行業(yè)生產(chǎn)率差距的作用越強。

本文基于研究結(jié)論，提出如下政策建議:第一，進一步推動和完善我國的對外開放政策。本文結(jié)論發(fā)現(xiàn)外資開放能夠顯著減小我國城市間的生產(chǎn)率差距，實際上城市間的生產(chǎn)率差距同樣意味著不同地區(qū)、區(qū)域間的差距，這表明對外開放政策不僅有利于提高地區(qū)間的資源再配置效率，而且有利于促進區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。本文的相關(guān)研究同樣肯定了國家對外開放政策在協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展中的重要作用，因此我國應(yīng)當(dāng)積極應(yīng)對逆全球化浪潮，制定合理的對外開放政策，例如制度型開放等，完善現(xiàn)有的對外開放政策，積極推動相關(guān)政策落地，促使相關(guān)政策發(fā)揮協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展之功效，最終推動我國社會經(jīng)濟的平衡充分發(fā)展。第二，促進不同地區(qū)間的企業(yè)進行技術(shù)、創(chuàng)新和管理等方面的交流，縮小區(qū)域間的經(jīng)濟發(fā)展差距。本文研究發(fā)現(xiàn)，外資開放政策通過創(chuàng)新差距和盈利差距縮小城市間的生產(chǎn)率差距，這充分表明企業(yè)創(chuàng)新以及企業(yè)盈利能力在提升本地區(qū)生產(chǎn)效率和縮小不同地區(qū)之間生產(chǎn)率差距的重要性。因此，政府在實施對外開放政策的過程中，應(yīng)當(dāng)積極引導(dǎo)不同地區(qū)企業(yè)間的信息交流，盡可能地發(fā)揮技術(shù)、創(chuàng)新、管理等溢出效應(yīng)，促使不同地區(qū)間企業(yè)創(chuàng)新、技術(shù)、盈利等的共同改善，最終縮小地區(qū)間生產(chǎn)率差距和經(jīng)濟差距。第三，關(guān)注不同地區(qū)、不同企業(yè)間的異質(zhì)性。由于對外開放政策對中西部地區(qū)、低創(chuàng)新和低盈利行業(yè)的作用反而更強，考慮到中西部地區(qū)發(fā)展相對落后、低創(chuàng)新和低盈利行業(yè)亟需技術(shù)創(chuàng)新，對外開放政策應(yīng)當(dāng)為中西部地區(qū)、低創(chuàng)新和低盈利行業(yè)提供更多政策優(yōu)惠，例如稅收優(yōu)惠和產(chǎn)業(yè)優(yōu)惠政策等，促進中西部地區(qū)經(jīng)濟快速發(fā)展，幫助低創(chuàng)新和低盈利行業(yè)迅速成長，最終推動區(qū)域、行業(yè)層面的協(xié)調(diào)發(fā)展。第四，推進貿(mào)易自由化，促進不同地區(qū)之間的要素流動。由于貿(mào)易自由化可以促進外資準(zhǔn)入政策在減少城市間生產(chǎn)率差距方面的作用，因此在政策制定中可以考慮多層次經(jīng)濟開放策略的相互結(jié)合，充分發(fā)揮不同政策之間的交互作用，增大政策的經(jīng)濟效果。此外，市場分割意味著不同地區(qū)間的要素?zé)o法充分流動，盡管市場分割程度越大，外資準(zhǔn)入政策減小地區(qū)間生產(chǎn)率差距的作用越強，但是市場分割程度越小意味著不同城市之間的差距本身較小，因此促進不同地區(qū)之間的要素流動有利于縮小不同地區(qū)間的經(jīng)濟差距。在市場分割程度較大的情況下，對外開放政策依舊是縮小不同地區(qū)間經(jīng)濟差距的重要渠道。