外資管制放松是否有利于緩解資源錯(cuò)配
——基于所有制視角的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)

劉會(huì)政 李 雪 張洋洋

一 引 言

供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的關(guān)鍵是生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)憑借粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，到2010年，我國(guó)經(jīng)濟(jì)總量已經(jīng)穩(wěn)居世界第二。然而，這種過(guò)度消耗資源、以高額的生產(chǎn)成本換取經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方式，不符合可持續(xù)發(fā)展和綠色發(fā)展理念。粗放型增長(zhǎng)模式導(dǎo)致環(huán)境污染問(wèn)題日益嚴(yán)峻，資源破壞和浪費(fèi)問(wèn)題嚴(yán)重，特別是地區(qū)間、行業(yè)間發(fā)展不均衡進(jìn)而導(dǎo)致的資源錯(cuò)配問(wèn)題也在不斷加劇。2016年以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增速明顯放緩，一方面是由于人口結(jié)構(gòu)變化和勞動(dòng)力成本的上升，傳統(tǒng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)被削弱；另一方面是高投入、高能耗、高污染的發(fā)展模式，使得資源、環(huán)境、生態(tài)約束日趨增強(qiáng)。面對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下行的壓力，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式、調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)被擺到越來(lái)越重要的位置。黨的十九大報(bào)告明確指出“以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動(dòng)力變革，優(yōu)化資源配置，提高全要素生產(chǎn)率”。我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重點(diǎn)已從增長(zhǎng)數(shù)量轉(zhuǎn)向增長(zhǎng)質(zhì)量層面。Hsieh和Klenow(2009)[1]研究認(rèn)為，中國(guó)制造業(yè)存在較為嚴(yán)重的資源錯(cuò)配現(xiàn)象，如果企業(yè)間能夠?qū)崿F(xiàn)資源的有效配置，中國(guó)整體生產(chǎn)效率將會(huì)提高30%～50%。因此，深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，從緩解資源錯(cuò)配、優(yōu)化資源配置入手，調(diào)整我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，從而提高全要素生產(chǎn)率是當(dāng)前的重要議題。

外資一直是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要推動(dòng)力。外資通過(guò)學(xué)習(xí)示范效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)等，不僅提高了東道國(guó)企業(yè)的生產(chǎn)水平和出口能力，還促使其提升技術(shù)水平和創(chuàng)新能力，深度參與全球價(jià)值鏈。2020年《政府工作報(bào)告》明確提出，推進(jìn)更高水平對(duì)外開(kāi)放，穩(wěn)住外貿(mào)外資基本盤。具體上，進(jìn)一步放寬市場(chǎng)準(zhǔn)入，縮減外資準(zhǔn)入負(fù)面清單，允許更多領(lǐng)域?qū)嵭型赓Y獨(dú)資經(jīng)營(yíng)。但是隨著外資的增多和日益集中化，越來(lái)越多學(xué)者開(kāi)始關(guān)注外資對(duì)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)面影響。羅偉和葛順奇(2015)[2]、王若蘭和劉燦雷(2019)[3]、呂越等(2018)[4]研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資抑制中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)傾向和強(qiáng)度、擴(kuò)大企業(yè)間工資不平等、引致中國(guó)制造的“低端鎖定”。Gopinath et al.(2017)[5]對(duì)南歐國(guó)家的研究表明，外資進(jìn)入加劇了南歐國(guó)家的資源錯(cuò)配程度，導(dǎo)致生產(chǎn)效率損失。大規(guī)模外資進(jìn)入在促進(jìn)中國(guó)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的同時(shí)，也會(huì)帶來(lái)市場(chǎng)資源的重新配置，進(jìn)而影響企業(yè)間資源錯(cuò)配程度。尤其是在當(dāng)前非對(duì)稱競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)環(huán)境下，國(guó)有企業(yè)擁有大量的生產(chǎn)要素和較強(qiáng)的市場(chǎng)壟斷勢(shì)力，外資對(duì)我國(guó)企業(yè)資源配置有何影響？這種影響在不同性質(zhì)企業(yè)間是否存在差異？對(duì)這些問(wèn)題的探究有助于明晰外資對(duì)我國(guó)資源配置效率的作用，對(duì)提高我國(guó)全要素生產(chǎn)率具有重要意義。

二 文獻(xiàn)綜述

與本文緊密相關(guān)的研究主要有資源錯(cuò)配的影響因素和外資進(jìn)入的影響兩類。

(一)資源錯(cuò)配的影響因素

當(dāng)前關(guān)于資源錯(cuò)配的研究大多從以下幾個(gè)視角展開(kāi)。一是產(chǎn)品異質(zhì)性視角。孫浦陽(yáng)等(2013)[6]發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品替代性會(huì)影響行業(yè)生產(chǎn)率分布與水平，具體表現(xiàn)為產(chǎn)品替代性越低，行業(yè)內(nèi)競(jìng)爭(zhēng)程度就越弱，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制無(wú)法在行業(yè)內(nèi)有效配置資源，從而導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)均衡效率的損失和整體生產(chǎn)率水平的下降。二是稅收政策視角。稅收政策又可以分為貿(mào)易稅收政策和國(guó)內(nèi)稅收政策。錢學(xué)鋒等(2015)[7]從稅收政策出發(fā)，發(fā)現(xiàn)出口退稅會(huì)加劇和促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)，使一國(guó)市場(chǎng)上的平均生產(chǎn)率和產(chǎn)品種類增加，降低出口企業(yè)的成本加成，從而加劇資源在出口部門和非出口部門之間的錯(cuò)配程度。錢學(xué)鋒等(2019)[8]認(rèn)為我國(guó)實(shí)行的“交互補(bǔ)貼”政策與我國(guó)特殊的“垂直市場(chǎng)結(jié)構(gòu)”相矛盾，非但不能緩解資源錯(cuò)配，還導(dǎo)致資源配置效率的進(jìn)一步惡化和社會(huì)總福利的下降。李旭超等(2018)[9]從企業(yè)稅負(fù)扭曲的角度分析僵尸企業(yè)的負(fù)外部性，指出僵尸企業(yè)不僅極少貢獻(xiàn)所得稅，而且其生存往往需要依賴財(cái)政補(bǔ)貼或外部融資支持，耗費(fèi)大量財(cái)政資源，增加正常企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)，“鞭打快牛”的現(xiàn)狀造成了行業(yè)內(nèi)和行業(yè)間的資源錯(cuò)配。三是政治視角。陳小亮和陳偉澤(2017)[10]發(fā)現(xiàn)國(guó)有企業(yè)憑借政府補(bǔ)貼、自然壟斷定價(jià)權(quán)、行政進(jìn)入壁壘等優(yōu)勢(shì)，在市場(chǎng)中居于壟斷地位，與非國(guó)有企業(yè)存在非對(duì)稱市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，引發(fā)資源錯(cuò)配。近年來(lái)，也有學(xué)者將城市行政級(jí)別與資源配置聯(lián)系起來(lái)，江艇等(2018)[11]強(qiáng)調(diào)企業(yè)政治經(jīng)濟(jì)環(huán)境，發(fā)現(xiàn)行政級(jí)別越高的城市，國(guó)有企業(yè)和外資及港澳臺(tái)企業(yè)的生產(chǎn)率越高，而民營(yíng)企業(yè)的生產(chǎn)率越低，制造業(yè)企業(yè)的資源錯(cuò)配程度越嚴(yán)重。四是投資視角。白俊紅和劉宇英(2018)[12]認(rèn)為，對(duì)外直接投資通過(guò)加劇本土企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)程度，可以有效改善整體資本和勞動(dòng)力的資源錯(cuò)配，提高資源配置效率，但這一影響存在地區(qū)差異，具體表現(xiàn)為對(duì)外直接投資顯著促進(jìn)東部地區(qū)資源錯(cuò)配的改善，但對(duì)中西部地區(qū)的影響并不明顯。才國(guó)偉和楊豪(2019)[13]率先研究了外商直接投資對(duì)要素市場(chǎng)的異質(zhì)性影響和作用機(jī)制，從資本和勞動(dòng)力兩個(gè)角度出發(fā)，發(fā)現(xiàn)外商直接投資通過(guò)緩解融資約束，矯正資本市場(chǎng)扭曲。

(二)外資對(duì)不同性質(zhì)企業(yè)的異質(zhì)性影響

一是外資對(duì)不同性質(zhì)企業(yè)融資約束的影響。大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)僅有民營(yíng)企業(yè)面臨融資約束。何光輝和楊咸月(2012)[14]發(fā)現(xiàn)國(guó)有企業(yè)一直受益于財(cái)政和信貸的支持，存在“軟預(yù)算約束”，易于從正規(guī)渠道獲得外源資金。陳勇兵和蔣靈多(2012)[15]認(rèn)為外資企業(yè)對(duì)融資約束不敏感的原因則是外資企業(yè)即使在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)出現(xiàn)較大經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)，依然可以從母公司獲得資金支持。對(duì)于民營(yíng)企業(yè)，羅長(zhǎng)遠(yuǎn)和陳琳(2011)[16]認(rèn)為外資主要通過(guò)“信號(hào)顯示”功能緩解民營(yíng)企業(yè)融資約束，即外資占有相當(dāng)比重或與外資有較強(qiáng)垂直聯(lián)系的私人企業(yè)可以向金融機(jī)構(gòu)傳遞“資質(zhì)”較好的信息，易于獲得融資。劉會(huì)政等(2021)[17]實(shí)證分析得出外資放松管制可以明顯緩解民營(yíng)企業(yè)融資約束的結(jié)論。也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，外商雖然向當(dāng)?shù)仄髽I(yè)提供了資金，但也僅限于自己的合資方或者上下游伙伴。而且Guiso et al.(2004)[18]、Berger et al.(2005)[19]發(fā)現(xiàn)，由于跨國(guó)公司在獲取標(biāo)的企業(yè)信息上存在劣勢(shì)，在進(jìn)入發(fā)展中國(guó)家時(shí)主要采取與大型企業(yè)合作的方式，反而加重了受融資約束的小規(guī)模企業(yè)的融資困難。

二是外資對(duì)不同性質(zhì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響。路江涌(2008)[20]分析外資對(duì)不同類型內(nèi)資企業(yè)效率的影響和作用渠道，發(fā)現(xiàn)內(nèi)資企業(yè)中的私有股權(quán)有助于企業(yè)生產(chǎn)率的提高和獲得來(lái)自外商直接投資的溢出效應(yīng)。國(guó)有企業(yè)在需要投資或進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新時(shí)，其資金需求容易得到滿足，因而生產(chǎn)率與現(xiàn)金流之間沒(méi)有聯(lián)系，不僅如此，外資引致的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)還會(huì)使企業(yè)在與外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)中受損的可能性提高。隨著國(guó)內(nèi)市場(chǎng)化進(jìn)程的加快，不同所有制企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈，包群等(2015)[21]發(fā)現(xiàn)中國(guó)作為一個(gè)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中的發(fā)展中國(guó)家，企業(yè)所有制對(duì)存活能力具有重要影響。一方面表現(xiàn)為政府對(duì)國(guó)有企業(yè)的政策扶持、銀行對(duì)國(guó)有企業(yè)提供的信貸支持，另一方面表現(xiàn)為稅收、信貸上對(duì)私人企業(yè)的壓榨，以及國(guó)有企業(yè)本身存在的由于體制因素導(dǎo)致的經(jīng)營(yíng)困境與競(jìng)爭(zhēng)能力不足等問(wèn)題。民營(yíng)企業(yè)既面臨生產(chǎn)技術(shù)、融資渠道等方面的競(jìng)爭(zhēng)弱勢(shì)，同時(shí)又難以從政府、銀行體系得到優(yōu)惠待遇，因而受到更為嚴(yán)重的外資沖擊。倫曉波等(2018)[22]從金融資源錯(cuò)配的視角研究企業(yè)所有制與融資約束之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)金融機(jī)構(gòu)在放貸時(shí)不僅僅考慮企業(yè)的生產(chǎn)率，還會(huì)受到企業(yè)性質(zhì)的影響，從而導(dǎo)致民營(yíng)企業(yè)面臨的融資約束更高。康茂楠等(2020)[23]研究外資進(jìn)入對(duì)企業(yè)資源配置效率的影響，發(fā)現(xiàn)外資進(jìn)入引發(fā)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)企業(yè)資源配置效率存在顯著的負(fù)向影響，即外資進(jìn)入進(jìn)一步拉大了企業(yè)的生產(chǎn)率差異，而產(chǎn)生這一差異的部分原因是國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)之間的非對(duì)稱競(jìng)爭(zhēng)抑制了資源配置效率的提高。毛其淋和方森輝(2020)[24]考察外資進(jìn)入自由化對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，認(rèn)為良好的地區(qū)制度環(huán)境會(huì)強(qiáng)化外資進(jìn)入對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的正向溢出作用。李平和盧霄(2020)[25]考察得出外資自由化可以顯著提高中國(guó)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的結(jié)論。Ha et al.(2021)[26]通過(guò)構(gòu)造越南企業(yè)的面板數(shù)據(jù)同樣發(fā)現(xiàn)外資可以通過(guò)激發(fā)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)而對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響。

綜上，學(xué)者們從不同角度考察了資源錯(cuò)配的影響因素。才國(guó)偉和楊豪(2019)[13]雖然研究了外商直接投資對(duì)要素市場(chǎng)的異質(zhì)性影響和作用機(jī)制，但僅從地區(qū)行業(yè)層面考察外資對(duì)總體資源錯(cuò)配的影響，并沒(méi)有考慮異質(zhì)性企業(yè)形成的非對(duì)稱市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)所產(chǎn)生的影響。毛其淋和方森輝(2020)[24]、李平和盧霄(2020)[25]雖然從外資管制放松的視角出發(fā)，但沒(méi)有全面考慮不同所有制帶來(lái)的異質(zhì)性影響及其對(duì)資源配置效率產(chǎn)生的影響，而這一影響又對(duì)處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中的中國(guó)至關(guān)重要。因此，有必要區(qū)分企業(yè)的所有制類型，探究外資對(duì)資源配置發(fā)揮的異質(zhì)性作用。

本文在測(cè)算企業(yè)資源錯(cuò)配的基礎(chǔ)上，從不同所有制視角探討外資管制放松對(duì)資源錯(cuò)配的影響和作用機(jī)制。目前識(shí)別企業(yè)間資源錯(cuò)配的方法主要有簡(jiǎn)單比例法和變量替代法兩種。簡(jiǎn)單比例法的基本原理是：如果資源能夠自由流動(dòng)，資源最終會(huì)自發(fā)地從低生產(chǎn)率企業(yè)流向高生產(chǎn)率企業(yè)，那么市場(chǎng)上所有企業(yè)的生產(chǎn)率水平都應(yīng)該相等。這一方法簡(jiǎn)潔明了，能夠直接刻畫企業(yè)的生產(chǎn)率離散程度，進(jìn)而反映資源錯(cuò)配程度。因此，本文采用簡(jiǎn)單比例法識(shí)別資源錯(cuò)配。為了保證結(jié)果的穩(wěn)定性，采用企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)的95%-5%分位差、90%-10%分位差、75%-25%分位差以及標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)度量資源錯(cuò)配程度。本文可能在以下幾個(gè)方面有所貢獻(xiàn)：第一，研究視角上，豐富了外商直接投資與東道國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展關(guān)系的研究，考察外資管制放松對(duì)東道國(guó)資源錯(cuò)配的影響；第二，研究?jī)?nèi)容上，考察外資管制放松對(duì)不同所有制企業(yè)的異質(zhì)性影響，并挖掘融資約束在外資影響資源錯(cuò)配差異性中扮演的重要角色；第三，研究方法上，選用外資所占份額來(lái)衡量外資進(jìn)入存在的內(nèi)生性問(wèn)題。一方面是由于只能考察到該行業(yè)實(shí)施外資鼓勵(lì)政策對(duì)資源錯(cuò)配的影響，卻無(wú)法辨識(shí)未實(shí)施鼓勵(lì)政策時(shí)該行業(yè)的資源錯(cuò)配狀況，從而造成選擇性偏誤問(wèn)題。另一方面，外資管制放松和資源錯(cuò)配之間存在反向因果關(guān)系，資源配置也是影響外資流向的重要因素。因此，本文以2002年《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》的大幅修改為政策沖擊設(shè)計(jì)“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”。

后續(xù)內(nèi)容安排如下：第三部分為指標(biāo)測(cè)度與機(jī)理分析；第四部分為模型設(shè)定與計(jì)量分析；第五部分進(jìn)一步分析了企業(yè)間資源錯(cuò)配的異質(zhì)性；第六部分從融資約束角度探討外資管制放松對(duì)資源錯(cuò)配的作用機(jī)制；最后是結(jié)論與政策啟示。

三 指標(biāo)測(cè)度與機(jī)理分析

(一)資源錯(cuò)配測(cè)算與典型事實(shí)分析

本文測(cè)量資源錯(cuò)配的方法主要參考孫浦陽(yáng)等(2013)[6]的簡(jiǎn)單比例法，分別以行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率(TFP)的95%-5%分位差、90%-10%分位差、75%-25%分位差、標(biāo)準(zhǔn)差度量資源錯(cuò)配程度，并以行業(yè)生產(chǎn)率的均值進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。選用這種方法主要是考慮到本文考察的是不同所有制企業(yè)資源錯(cuò)配的現(xiàn)狀和差異性，并沒(méi)有分析生產(chǎn)要素的錯(cuò)配，因此采用生產(chǎn)率離差來(lái)衡量資源錯(cuò)配簡(jiǎn)單明了且可信度高。OP法引入了企業(yè)進(jìn)出的動(dòng)態(tài)模型，并通過(guò)使用投資決策代替不可觀測(cè)的生產(chǎn)率沖擊來(lái)解決異質(zhì)性問(wèn)題。LP方法則使用中間投入代替投資，可以解決數(shù)據(jù)缺失問(wèn)題?？紤]到企業(yè)進(jìn)出問(wèn)題對(duì)企業(yè)間的資源配置狀況會(huì)產(chǎn)生較大影響，本文用OP方法測(cè)算企業(yè)生產(chǎn)率水平，用LP方法測(cè)算的生產(chǎn)率水平作為輔助性指標(biāo)。

1.我國(guó)總體資源錯(cuò)配情況

圖1描述了我國(guó)整體資源錯(cuò)配狀況?？梢钥闯?，無(wú)論用何種離差度量資源錯(cuò)配，1998—2007年，我國(guó)資源錯(cuò)配情況總體得到改善，這與龔關(guān)和胡關(guān)亮(2013)[27]度量的結(jié)果相一致。以90%-10%分位差為例：我國(guó)資源錯(cuò)配程度從1998年的0.360下降為2007年的0.306，降幅為15%。

圖1 1998—2007年總體資源錯(cuò)配狀況

2.不同所有制企業(yè)內(nèi)部的資源錯(cuò)配情況

圖2刻畫了不同性質(zhì)企業(yè)之間的資源錯(cuò)配情況(90%-10%分位差)。具體來(lái)看，國(guó)有企業(yè)的資源錯(cuò)配程度大幅下降，從1998年的0.337下降到2007年的0.131，降幅高達(dá)61.13%。這可能是由于樣本期間內(nèi)推行了國(guó)有企業(yè)改革，對(duì)僵尸企業(yè)進(jìn)行內(nèi)部結(jié)構(gòu)重組，增強(qiáng)國(guó)有企業(yè)活力，從而提高國(guó)有企業(yè)整體的資源配置效率；外資企業(yè)的資源錯(cuò)配程度有所上升，從1998年的0.185上升到2007年的0.224，升幅為21.08%；民營(yíng)企業(yè)的資源錯(cuò)配程度也進(jìn)一步加劇，從1998年的0.230上升到2007年的0.282，升幅為22.61%?？偟膩?lái)看，我國(guó)資源錯(cuò)配狀況不斷改善，但這種改善對(duì)不同性質(zhì)企業(yè)而言有所差異：只有國(guó)有企業(yè)的資源錯(cuò)配程度在下降，外資企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的資源錯(cuò)配程度在樣本期間都顯著上升。因此，接下來(lái)，要解決以下幾個(gè)問(wèn)題：外資管制放松是否推動(dòng)了資源配置效率的提高？外資對(duì)不同所有制企業(yè)資源錯(cuò)配的影響是否存在差異性？這種異質(zhì)性影響的原因又是什么？

圖2 1998—2007年不同性質(zhì)企業(yè)內(nèi)部的資源錯(cuò)配狀況

從表1可以看出，民營(yíng)企業(yè)較多的行業(yè)，如紡織業(yè)、食品飲料加工業(yè)、木材家具造紙業(yè)、印刷行業(yè)等資源錯(cuò)配程度都比較高；相比而言，一些由國(guó)有企業(yè)壟斷的行業(yè)，如采礦業(yè)、煙草制品業(yè)、金屬冶煉及壓延行業(yè)的資源錯(cuò)配程度比較低。因此，資源配置效率可能與不同行業(yè)中企業(yè)的所有制性質(zhì)有關(guān)，在分析外資管制放松對(duì)資源錯(cuò)配的影響時(shí)，有必要對(duì)企業(yè)所有制性質(zhì)進(jìn)行區(qū)分。

表1 典型行業(yè)的資源錯(cuò)配狀況

(續(xù)上表)

(二)外資對(duì)資源錯(cuò)配的影響機(jī)理

資源具有稀缺性，如何利用有限的資源實(shí)現(xiàn)社會(huì)福利最大化一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)家們探討的熱點(diǎn)。研究資源配置問(wèn)題是探尋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力的必然要求。Syrquin(1988)[28]研究發(fā)現(xiàn)，通過(guò)改善要素在行業(yè)間的配置，能夠提升整個(gè)經(jīng)濟(jì)體的生產(chǎn)效率，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過(guò)程中，有必要探究影響資源配置的因素。特別是在當(dāng)今開(kāi)放經(jīng)濟(jì)體制下，外資成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和發(fā)展的引擎，而外資會(huì)如何影響資源配置更加值得深入研究。在理論上，如果資源能夠自由流動(dòng)，那么市場(chǎng)上所有企業(yè)的生產(chǎn)率都應(yīng)該相等。生產(chǎn)率差異可以很好地刻畫資源錯(cuò)配程度，即生產(chǎn)率差異越大，資源錯(cuò)配程度越嚴(yán)重。因此，在探究外資如何影響資源配置時(shí)，可以落腳于外資如何影響企業(yè)的生產(chǎn)率水平。

外資對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響存在異質(zhì)性，這種異質(zhì)性主要體現(xiàn)在兩方面：一是不同性質(zhì)企業(yè)之間，二是同一性質(zhì)企業(yè)內(nèi)部。一方面，跨國(guó)公司進(jìn)入東道國(guó)市場(chǎng)，在加劇市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的同時(shí)，還會(huì)產(chǎn)生學(xué)習(xí)示范效應(yīng)、培訓(xùn)效應(yīng)、技術(shù)溢出效應(yīng)等，具體表現(xiàn)為：跨國(guó)公司擁有更高超的技術(shù)水平和更先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)，不僅將新設(shè)備、新產(chǎn)品和新加工方法引入東道國(guó)市場(chǎng)，還帶來(lái)了新的產(chǎn)品技術(shù)、銷售策略和管理理念。東道國(guó)內(nèi)資企業(yè)為了提高自身的競(jìng)爭(zhēng)力，會(huì)紛紛模仿跨國(guó)公司，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行創(chuàng)新。但是這種溢出效應(yīng)更多的存在于與外資企業(yè)處于同一產(chǎn)業(yè)鏈條的上下游民營(yíng)企業(yè)當(dāng)中。另一方面，外資進(jìn)入與一國(guó)資本要素的跨企業(yè)、跨區(qū)域配置直接相關(guān)，對(duì)一國(guó)資本市場(chǎng)影響重大。特別是對(duì)于民營(yíng)企業(yè)，外資進(jìn)入能夠大大改善其融資環(huán)境。Allen et al.(2005)[29]認(rèn)為，由于行政性進(jìn)入壁壘的存在，國(guó)有企業(yè)能夠獲得政府政策支持和銀行信貸支持，形成“預(yù)算軟約束”，因此，國(guó)有企業(yè)發(fā)展不受融資約束的束縛。任曙明和呂鐲(2014)[30]研究認(rèn)為民營(yíng)企業(yè)在外部市場(chǎng)融資方面一直受到歧視，其生產(chǎn)率增長(zhǎng)顯著受制于融資約束。因此，外資對(duì)不同性質(zhì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響存在差異性。然而，中國(guó)中小民營(yíng)企業(yè)眾多，企業(yè)間生產(chǎn)率水平參差不齊，而且由于資本市場(chǎng)上的信息不對(duì)稱，跨國(guó)公司在獲取標(biāo)的企業(yè)信息上存在劣勢(shì)，在進(jìn)入發(fā)展中國(guó)家時(shí)主要采取與大型民營(yíng)企業(yè)合作的方式，即外資在選擇合作伙伴時(shí)，也存在篩選效應(yīng)，更傾向于規(guī)模比較大、生產(chǎn)率水平高的民營(yíng)企業(yè)，這就會(huì)加重受融資約束的小規(guī)模民營(yíng)企業(yè)的融資困難。因此，外資對(duì)民營(yíng)企業(yè)生產(chǎn)率的影響也并非是同質(zhì)的，只有規(guī)模大、生產(chǎn)率高的民營(yíng)企業(yè)才有機(jī)會(huì)被納入到跨國(guó)公司主導(dǎo)的生產(chǎn)鏈條，為其提供技術(shù)支持和資金支持，使得民營(yíng)企業(yè)間生產(chǎn)率呈現(xiàn)“強(qiáng)者愈強(qiáng)，弱者愈弱”的兩極化趨勢(shì)。

總的來(lái)看，外資進(jìn)入會(huì)對(duì)東道國(guó)企業(yè)產(chǎn)生學(xué)習(xí)、示范、技術(shù)溢出等效應(yīng)，同時(shí)也可以緩解企業(yè)的融資難題，為企業(yè)營(yíng)造良好的融資環(huán)境，從而提升企業(yè)生產(chǎn)率水平。但該影響也只限于民營(yíng)企業(yè)，特別是那些本身規(guī)模比較大、生產(chǎn)率比較高的民營(yíng)企業(yè)，對(duì)低生產(chǎn)率的民營(yíng)企業(yè)甚至?xí)a(chǎn)生負(fù)向影響，使民營(yíng)企業(yè)間生產(chǎn)率呈現(xiàn)“強(qiáng)者愈強(qiáng)，弱者愈弱”的兩極化趨勢(shì)。這種由于信息不對(duì)稱所導(dǎo)致的資本市場(chǎng)非對(duì)稱競(jìng)爭(zhēng)現(xiàn)象，非但沒(méi)有優(yōu)化資源配置，還進(jìn)一步加劇了資源錯(cuò)配。

四 模型設(shè)定與計(jì)量分析

(一)外資自由化指數(shù)的構(gòu)建

1.政策背景

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)不斷提升對(duì)外開(kāi)放水平，鼓勵(lì)吸引外商投資，目前已經(jīng)成為全球第二大外資流入國(guó)。然而外資結(jié)構(gòu)不合理成為制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的重要問(wèn)題，為規(guī)范引導(dǎo)外資流入，我國(guó)于1995年頒布了第一個(gè)《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》(以下簡(jiǎn)稱《目錄》)?！赌夸洝犯鶕?jù)《指導(dǎo)外商投資方向規(guī)定》，指導(dǎo)核準(zhǔn)外商投資項(xiàng)目和外商投資企業(yè)的經(jīng)營(yíng)范圍，是我國(guó)引導(dǎo)外商直接投資的重要產(chǎn)業(yè)政策?！赌夸洝穼⑼赓Y介入的行業(yè)領(lǐng)域劃分為鼓勵(lì)類、限制類和禁止類，不屬于這三類的歸為不變類，不列入《目錄》。具體來(lái)看，鼓勵(lì)類是鼓勵(lì)外商投資，采取稅收、土地等政策優(yōu)惠，充分利用外資引入資金、技術(shù)、人才等資源；限制類是指合資合作或中方控股；禁止類是指禁止外商投資，意在保護(hù)民族企業(yè)、本國(guó)經(jīng)濟(jì)或關(guān)系國(guó)計(jì)民生、國(guó)家經(jīng)濟(jì)命脈、敏感領(lǐng)域等?！赌夸洝纷蕴岢鲆詠?lái)，歷經(jīng)1997年、2002年、2004年、2007年、2011年、2014年、2017年等多次修改，鼓勵(lì)外資進(jìn)入的行業(yè)越來(lái)越多，我國(guó)對(duì)外開(kāi)放的程度也越來(lái)越大。

2.外資管制放松

鑒于本文研究樣本區(qū)間是1998—2007年，涉及到《目錄》的修改共有三次，而受到2001年中國(guó)加入WTO的影響，2002年對(duì)外商投資目錄進(jìn)行了較大幅度的修訂。因此，以1997年的外商投資目錄為基礎(chǔ)，對(duì)比2002年外商投資目錄的變化，定義外資管制放松。為便于數(shù)據(jù)合并，將外商投資目錄中的產(chǎn)業(yè)與標(biāo)準(zhǔn)的國(guó)民經(jīng)濟(jì)四位碼行業(yè)進(jìn)行匹配。由于《目錄》中的行業(yè)劃分較為細(xì)致，可能存在一個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)四位碼行業(yè)對(duì)應(yīng)多個(gè)子類產(chǎn)業(yè)的情況，因此，采用以下方法定義國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)的外資管制類型：對(duì)比1997年和2002年的外商投資目錄，當(dāng)所有子類產(chǎn)業(yè)均為政策鼓勵(lì)型，或者至少有一個(gè)子類產(chǎn)業(yè)為政策鼓勵(lì)型，其他均為不變時(shí)，將該四位碼行業(yè)定義為政策鼓勵(lì)型；當(dāng)所有子類產(chǎn)業(yè)均為政策不變型時(shí)，將該四位碼行業(yè)定義為政策不變型；當(dāng)所有子類產(chǎn)業(yè)均為政策限制型，或者至少有一個(gè)為政策限制型、其他均為政策不變型時(shí)，定義該四位碼行業(yè)為政策限制型；既有政策限制型，又有政策鼓勵(lì)型時(shí)，定義該四位碼行業(yè)為政策混合型。經(jīng)過(guò)匹配，在481個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)四位碼行業(yè)中，有13個(gè)政策限制型行業(yè)，8個(gè)政策混合型行業(yè)，85個(gè)政策鼓勵(lì)型行業(yè)，375個(gè)政策不變型行業(yè)。鑒于本文研究的是外資管制放松對(duì)資源錯(cuò)配的影響，因此，將2002年外商投資目錄中相比1997年變?yōu)檎吖膭?lì)型的行業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，將政策不變型行業(yè)作為對(duì)照組。

(二)模型設(shè)定

外商投資政策對(duì)資源錯(cuò)配的影響研究中往往存在較大內(nèi)生性，為解決這一問(wèn)題，本文以2002年《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》的大幅修改為政策沖擊設(shè)計(jì)“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，構(gòu)建模型如下：

Distanceipt=α+βcrossit+γXipt+μi+μp+μt+εipt

(1)

其中，i代表四位碼行業(yè)，p代表省份，t代表年份，Distanceipt代表省份p中四位碼行業(yè)i在第t年的資源錯(cuò)配程度。本文分別采用行業(yè)內(nèi)全要素生產(chǎn)率(tfp_op)分布的95%-5%分位差、90%-10%分位差、75%-25%分位差和標(biāo)準(zhǔn)差作為資源錯(cuò)配的衡量指標(biāo)。crossit是政策虛擬變量treatmenti與年份虛擬變量yeart的乘積?；?002年《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》，當(dāng)行業(yè)i外資開(kāi)放程度增大時(shí)，即政策鼓勵(lì)型行業(yè)，treatmenti賦值為1，當(dāng)行業(yè)i外資開(kāi)放程度不變時(shí)，即政策不變型行業(yè)，treatmenti賦值為0；yeart是不隨行業(yè)變化的時(shí)間虛擬變量，即將外商投資目錄修改的年份2002年及其以后年份，設(shè)定為1，2002年以前的年份設(shè)定為0；因此只有當(dāng)treatment=1且year=1時(shí)，cross才對(duì)Distance有影響，即外資管制放松政策只對(duì)2002年以后的外資政策鼓勵(lì)型行業(yè)發(fā)揮作用。crossit的估計(jì)系數(shù)β度量了外資管制放松政策實(shí)施后，外資政策鼓勵(lì)型行業(yè)相對(duì)于外資政策不變型行業(yè)的資源錯(cuò)配狀況，是本文的重點(diǎn)估計(jì)系數(shù)。β<0表明外資管制政策的放松，緩解了資源錯(cuò)配，即外資管制放松有利于資源優(yōu)化配置，反之則反是。μi、μp和μt分別為四位碼行業(yè)固定效應(yīng)、地區(qū)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，εipt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文還控制了影響資源錯(cuò)配的其他變量Xipt，具體包括：(1)行業(yè)出口依存度(Export)是行業(yè)出口額占工業(yè)總產(chǎn)值的比重；(2)行業(yè)新產(chǎn)品密集度(New_pro)是行業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重；(3)行業(yè)人均產(chǎn)值(Output)是行業(yè)總產(chǎn)值除以行業(yè)內(nèi)總從業(yè)人數(shù)；(4)行業(yè)補(bǔ)貼強(qiáng)度(Subsidy)是行業(yè)補(bǔ)貼總額占工業(yè)總產(chǎn)值的比重；(5)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度(HHI)(1)本文計(jì)算了三位碼行業(yè)內(nèi)各企業(yè)銷售額占三位碼行業(yè)總銷售額的份額，將其平方項(xiàng)在行業(yè)層面進(jìn)行加總以衡量該三位碼行業(yè)的市場(chǎng)集中度，該指數(shù)越小，說(shuō)明市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越高；該指數(shù)越高(越接近1)，則表明市場(chǎng)的壟斷程度越高。；(6)企業(yè)性質(zhì)為虛擬變量，將國(guó)家資本金占實(shí)收資本比重超過(guò)50%的企業(yè)定義為國(guó)有企業(yè)，將外商資本金占實(shí)收資本比重超過(guò)30%的企業(yè)定義為外資企業(yè)，其他劃為民營(yíng)企業(yè)。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文使用的數(shù)據(jù)主要來(lái)自1998—2013年的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，該數(shù)據(jù)庫(kù)涵蓋了所有國(guó)有企業(yè)和規(guī)模以上(年銷售額高于500萬(wàn)元)非國(guó)有企業(yè)的信息，包括企業(yè)法人、地址、成立年份、從業(yè)人數(shù)、年工業(yè)總產(chǎn)值、所屬行業(yè)等。為保證數(shù)據(jù)的合理性，參照余淼杰(2011)[31]的做法，對(duì)數(shù)據(jù)做以下處理：(1)剔除從業(yè)人數(shù)小于8的企業(yè)樣本；(2)剔除重要指標(biāo)遺漏的樣本，如總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值、工業(yè)總產(chǎn)值；(3)剔除固定資產(chǎn)超過(guò)總資產(chǎn)的企業(yè)；(4)剔除流動(dòng)資產(chǎn)超過(guò)總資產(chǎn)的企業(yè)；(5)剔除固定資產(chǎn)凈值超過(guò)總資產(chǎn)的企業(yè)；(6)剔除企業(yè)年齡為負(fù)的樣本。此外，我國(guó)在2003年實(shí)施了新的《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》，根據(jù)Brandt et al.(2012)[32]的方法，對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)四位碼行業(yè)進(jìn)行調(diào)整。基于調(diào)整過(guò)的國(guó)民經(jīng)濟(jì)四位碼行業(yè)，將1998—2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)與2002年的《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》進(jìn)行匹配。此外，為保證研究結(jié)果不受樣本期間的影響，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分將樣本年份延長(zhǎng)至2013年。由于全要素生產(chǎn)率(TFP)的計(jì)算需要用到中間產(chǎn)品投入，中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)在2007年之后沒(méi)有統(tǒng)計(jì)該指標(biāo)，因此本文以勞動(dòng)生產(chǎn)率，即企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與從業(yè)人數(shù)之比的對(duì)數(shù)值代為測(cè)算2008—2013年的企業(yè)TFP。

(四)識(shí)別條件檢驗(yàn)——平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

平行趨勢(shì)檢驗(yàn)是為了排除實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本在政策效應(yīng)發(fā)生之前就存在差異，從而引起結(jié)果變動(dòng)的可能。在本文中，只有當(dāng)政策發(fā)生作用后，外資管制放松的行業(yè)相對(duì)于外資管制不變的行業(yè)，資源錯(cuò)配情況加劇，才能認(rèn)為DID的結(jié)果是可靠的。具體構(gòu)建如下模型進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)：

Distanceipt=α+βttreatmenti*yeart+γXipt+μi+μp+μt+?ipt

(2)

對(duì)方程中的時(shí)間虛擬變量進(jìn)行變換，將《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》修改的當(dāng)年設(shè)定為1，其它年份均設(shè)定為0，而其他變量保持不變，那么，回歸系數(shù)βt的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為外商投資目錄修改當(dāng)年實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的差異；同理將外資投資目錄修改的前一年設(shè)定為1，其他均設(shè)定為0，則可以得到外商投資目錄修改前一年實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的差異。如將1998年設(shè)定為1，其他年份均設(shè)定為0，保持其他變量不變，則可以得到1998年實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的差異。通過(guò)逐次變換時(shí)間虛擬變量，可以得到1998—2007年實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的差異，結(jié)果如圖3所示。在外資管制放松政策實(shí)施之前，βt均為負(fù)，表明外資政策鼓勵(lì)型行業(yè)資源配置狀況優(yōu)于外資政策不變型行業(yè)，政策實(shí)施之后，外資政策鼓勵(lì)型行業(yè)的資源錯(cuò)配情況遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于外資政策不變型行業(yè)，表現(xiàn)為平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的交叉項(xiàng)回歸系數(shù)由負(fù)轉(zhuǎn)正，由此可進(jìn)一步得出：外資管制放松政策加劇了資源錯(cuò)配。

圖3 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)(2)為節(jié)省篇幅，這里只列舉了使用95%-5%生產(chǎn)率離差度量資源錯(cuò)配的結(jié)果，作者也采用其它生產(chǎn)率分位差度量資源錯(cuò)配程度，結(jié)果一致。

(五)基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

本文分別從全要素生產(chǎn)率分布的95%-5%分位數(shù)差、90%-10%分位數(shù)差、75%-25%分位數(shù)差和標(biāo)準(zhǔn)差四個(gè)角度衡量資源錯(cuò)配情況，探究外資管制放松如何影響企業(yè)間資源配置。如表2所示，distance1表示tfp_op分布的95%-5%分位數(shù)差，distance2表示90%-10%分位數(shù)差，distance3表示75%-25%分位數(shù)差，distance4表示標(biāo)準(zhǔn)差，列(1)—列(4)是未加入任何控制變量和任何固定效應(yīng)的基礎(chǔ)回歸結(jié)果，除distance3以外，交叉項(xiàng)cross的系數(shù)均顯著為正，表明外資管制放松政策對(duì)資源錯(cuò)配具有顯著的正向效應(yīng)，即外資管制放松顯著加劇了資源錯(cuò)配。為控制其他可能影響資源錯(cuò)配的因素，列(5)—列(8)加入各類控制變量，并控制行業(yè)、地區(qū)和年份的固定效應(yīng)，結(jié)果依然顯著，distance3下的交叉項(xiàng)系數(shù)也由不顯著變?yōu)轱@著，說(shuō)明外資管制放松加劇了資源錯(cuò)配。

表2 外資管制放松對(duì)資源錯(cuò)配的影響檢驗(yàn)

(續(xù)上表)

(六)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

1.使用LP法測(cè)算TFP，進(jìn)而計(jì)算生產(chǎn)率離差來(lái)測(cè)度資源錯(cuò)配程度，結(jié)果見(jiàn)表3列(1)和列(2)。交叉項(xiàng)cross的系數(shù)依然顯著為正，外資管制放松確實(shí)會(huì)加劇資源錯(cuò)配。

2.重新定義外資管制放松發(fā)揮作用的時(shí)間效應(yīng)。這里參照蔣靈多等(2018)[33]的做法，國(guó)務(wù)院辦公廳在2002年3月4日發(fā)布《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》，為更準(zhǔn)確地界定政策發(fā)生的時(shí)間，重新定義Year，將2002年賦值為3/4，2003及以后的年份賦值為1，2001及之前的年份賦值為0。結(jié)果如表3列(3)和列(4)所示，與前文一致，外資管制放松加劇了資源錯(cuò)配。

3.延長(zhǎng)樣本年份至2013年。由于全要素生產(chǎn)率的計(jì)算需要用到中間產(chǎn)品投入，中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)在2007年之后沒(méi)有統(tǒng)計(jì)該指標(biāo)，因此，無(wú)法測(cè)算2008年之后的企業(yè)TFP。以勞動(dòng)生產(chǎn)率，即企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與從業(yè)人數(shù)之比的對(duì)數(shù)值，代為測(cè)算2008—2013年的企業(yè)TFP，結(jié)果如表3列(5)和列(6)所示，外資管制放松顯著加劇了資源錯(cuò)配。

4.控制國(guó)有企業(yè)份額。國(guó)有企業(yè)生產(chǎn)效率低，卻能夠得到財(cái)政補(bǔ)貼和信貸優(yōu)惠，這會(huì)拉低我國(guó)資源配置效率。出于這一考慮，進(jìn)一步控制國(guó)有企業(yè)份額(Soe_share)對(duì)資源配置的影響，選取行業(yè)內(nèi)國(guó)有企業(yè)數(shù)量占比這一指標(biāo)來(lái)衡量。結(jié)果如表3列(7)和列(8)所示，cross的系數(shù)依然顯著為正，這表明外資管制放松所引起的資源錯(cuò)配加劇與國(guó)有企業(yè)份額無(wú)關(guān)，結(jié)果依然是穩(wěn)健的。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五 進(jìn)一步分析

(一)不同性質(zhì)企業(yè)間的資源配置情況

立足于我國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況，從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)邁入市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的過(guò)程中，存在著不可避免的障礙和遺留下來(lái)的經(jīng)濟(jì)問(wèn)題。其中，國(guó)有企業(yè)身?yè)?dān)穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)、保障就業(yè)的責(zé)任，一直得到當(dāng)?shù)卣闹С郑钪饕谋憩F(xiàn)是財(cái)政支持和補(bǔ)貼。而外資流入最直接的影響渠道是融資約束。國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)受到的融資約束程度不同，外資參與可以通過(guò)“信號(hào)顯示”功能緩解私人企業(yè)的融資約束，但對(duì)國(guó)有企業(yè)的融資效應(yīng)不顯著。國(guó)有企業(yè)受益于財(cái)政和信貸支持，易于從正規(guī)渠道獲得外源資金，資金需求較容易得到滿足，而民營(yíng)企業(yè)發(fā)展的最大阻礙就是資金問(wèn)題。外資進(jìn)入會(huì)緩解融資約束，而資本作為一種資源，特別是資本本身的逐利性會(huì)促使其流向TFP更高的企業(yè)，使資本得到有效配置，從而緩解資源錯(cuò)配。但前文的實(shí)證分析卻表明，外資流入加劇了資源錯(cuò)配。是什么原因?qū)е铝嗽摤F(xiàn)象？外資流入是否會(huì)影響不同所有制企業(yè)之間以及同一所有制企業(yè)內(nèi)部的資源配置狀況？接下來(lái)，本文將從不同所有制類型入手，具體分析外資管制放松政策影響資源配置的機(jī)制。

先計(jì)算同一行業(yè)內(nèi)不同性質(zhì)企業(yè)之間的生產(chǎn)率差異：按照行業(yè)內(nèi)每一家企業(yè)年銷售額占行業(yè)總銷售額的比例加權(quán)計(jì)算行業(yè)生產(chǎn)率水平。再根據(jù)模型(1)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4所示，列(1)和列(2)cross系數(shù)不顯著，列(3)—列(6)cross系數(shù)顯著，表明外資管制放松并沒(méi)有加劇國(guó)有企業(yè)和外資企業(yè)的資源錯(cuò)配狀況，僅是加劇了國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)以及外資企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)之間的資源錯(cuò)配。原因可能是外資流入緩解了民營(yíng)企業(yè)的融資約束，使民營(yíng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率大大提升。而外資流入對(duì)國(guó)有企業(yè)融資約束問(wèn)題的影響不顯著，也不能通過(guò)融資渠道提高生產(chǎn)率水平，因此，外資對(duì)國(guó)有企業(yè)生產(chǎn)率沒(méi)有影響。而外資企業(yè)相比民營(yíng)企業(yè)具有更強(qiáng)的信貸能力和更低的融資約束，可能外資管制放松對(duì)外資企業(yè)生產(chǎn)率水平也沒(méi)有顯著影響。

表4 外資管制放松對(duì)不同性質(zhì)企業(yè)之間生產(chǎn)率差的影響

表5進(jìn)一步證實(shí)本文的猜測(cè)，外資管制放松提高了整體企業(yè)的生產(chǎn)率水平，但對(duì)不同性質(zhì)企業(yè)生產(chǎn)率水平的影響存在差異。具體地：外資管制放松對(duì)民營(yíng)企業(yè)生產(chǎn)率水平有較大的提升作用，對(duì)國(guó)有企業(yè)和外資企業(yè)生產(chǎn)率水平的影響不顯著。這進(jìn)一步佐證了本文的猜測(cè)，國(guó)有企業(yè)受到政府財(cái)政補(bǔ)貼和銀行信貸的支持，外資需求不強(qiáng)，而外資企業(yè)可以從母公司獲得資金支持，融資約束程度較低。受到資金約束的民營(yíng)企業(yè)因外資管制放松，大大緩解自身面臨的融資約束，因此，生產(chǎn)率水平得到顯著提升。在前面的測(cè)算中，國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)之間本身就存在生產(chǎn)率差異，國(guó)有企業(yè)生產(chǎn)率顯著低于民營(yíng)企業(yè)。外資管制放松之后，民營(yíng)企業(yè)生產(chǎn)率水平大大提升，國(guó)有企業(yè)無(wú)變化，國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)之間的生產(chǎn)率差距進(jìn)一步拉大。國(guó)有企業(yè)身?yè)?dān)穩(wěn)定就業(yè)的使命，大量低效率的國(guó)有企業(yè)并沒(méi)有退出市場(chǎng)，它們憑借行政保護(hù)，占據(jù)部分生產(chǎn)要素，與其他所有制企業(yè)之間存在明顯的非對(duì)稱競(jìng)爭(zhēng)，從而加劇企業(yè)間資源錯(cuò)配程度。

表5 外資管制放松對(duì)不同性質(zhì)企業(yè)TFP的影響

(二)同一性質(zhì)企業(yè)內(nèi)部的資源配置情況

從前文描述性統(tǒng)計(jì)可以看出，同一性質(zhì)企業(yè)內(nèi)部資源錯(cuò)配程度不斷加劇，特別是民營(yíng)企業(yè)內(nèi)部。原因可能是，資本的逐利性導(dǎo)致外資并不是平等地流入每一家民營(yíng)企業(yè)，而是與力量雄厚、占據(jù)一定壟斷地位的民營(yíng)企業(yè)合作，在這種非對(duì)稱競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)機(jī)制下，規(guī)模小的民營(yíng)企業(yè)依然不能獲取資源，因此，外資流入只緩解了部分民營(yíng)企業(yè)的融資約束，造成民營(yíng)企業(yè)內(nèi)部巨頭的壟斷勢(shì)力越來(lái)越強(qiáng)，從而加劇民營(yíng)企業(yè)內(nèi)部的資源錯(cuò)配。

為驗(yàn)證以上猜想，本部分探究外資管制放松對(duì)同一性質(zhì)企業(yè)資源配置的影響，結(jié)果如表6所示。列(1)和列(2)是對(duì)國(guó)有企業(yè)的檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)外資管制放松對(duì)國(guó)有企業(yè)間資源錯(cuò)配影響不顯著。主要原因可能是國(guó)有企業(yè)與外商合作相對(duì)較少，事實(shí)上，對(duì)2000—2007年的企業(yè)樣本進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，發(fā)現(xiàn)國(guó)有企業(yè)中外商資本份額在20%以上的企業(yè)不足2%。列(3)和列(4)為對(duì)外資企業(yè)的檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)外資管制放松對(duì)外資企業(yè)間資源錯(cuò)配的影響不顯著，主要原因可能是外資企業(yè)往往可以獲得多方資金支持，融資約束較小，對(duì)外資管制放松不敏感。列(5)和列(6)是對(duì)民營(yíng)企業(yè)的檢驗(yàn)，表明外資管制放松大大加劇了民營(yíng)企業(yè)間資源錯(cuò)配。綜合可見(jiàn)，外資管制放松對(duì)民營(yíng)企業(yè)發(fā)揮作用的渠道是融資約束，而外資企業(yè)本身不會(huì)受到融資約束的影響。

進(jìn)一步分析，外資管制放松影響民營(yíng)企業(yè)資源錯(cuò)配的機(jī)制可能是，大型民營(yíng)企業(yè)憑借壟斷地位，與其他民營(yíng)企業(yè)形成非對(duì)稱競(jìng)爭(zhēng)，吸引更多外資流入，使得生產(chǎn)率高的民營(yíng)企業(yè)生產(chǎn)率更高，低的更低，最終加劇民營(yíng)企業(yè)資源錯(cuò)配。為驗(yàn)證這一猜測(cè)，以TFP的中位數(shù)為分割點(diǎn)，將民營(yíng)企業(yè)分為兩組，即TFP低于中位數(shù)的一組和TFP高于中位數(shù)的一組?；貧w結(jié)果如表7所示，外資管制放松確實(shí)是通過(guò)使生產(chǎn)率高的民營(yíng)企業(yè)生產(chǎn)率變得更高，使生產(chǎn)率本來(lái)就低的民營(yíng)企業(yè)變得更低，從而大大加劇民營(yíng)企業(yè)間資源錯(cuò)配。

表7 外資管制政策放松對(duì)不同生產(chǎn)率民營(yíng)企業(yè)的影響

六 外資管制放松、融資約束與資源錯(cuò)配

外資管制放松會(huì)加劇資源錯(cuò)配，在區(qū)分企業(yè)性質(zhì)之后，發(fā)現(xiàn)外資管制放松主要是通過(guò)加劇民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)之間的資源錯(cuò)配，進(jìn)而影響總體資源錯(cuò)配。外資管制放松影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的主要路徑是融資約束，那么該路徑是否也是民營(yíng)企業(yè)間資源錯(cuò)配加劇的重要機(jī)制呢？接下來(lái)，對(duì)該影響路徑進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

(一)融資約束的測(cè)算

本部分考察外資管制放松通過(guò)融資約束對(duì)資源錯(cuò)配產(chǎn)生的影響。首先需要測(cè)算行業(yè)所面臨的融資約束。選取學(xué)術(shù)界認(rèn)可度較高的SA指數(shù)測(cè)度工業(yè)企業(yè)融資約束，再按照企業(yè)年銷售產(chǎn)值比重進(jìn)行加權(quán)，計(jì)算行業(yè)融資約束。

SAjt=-0.737*Sizejt+0.043*Sizejt2-0.040*Agejt

(3)

式(3)中，Sizejt代表企業(yè)j在第t年的規(guī)模，用企業(yè)總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)值表示，Agejt是用當(dāng)年減去企業(yè)j成立的年份。參照肖文和薛天航(2019)[34]的做法，由于SA指數(shù)取值為負(fù)，絕對(duì)值越大表示面臨的融資約束越小，為便于觀測(cè)，對(duì)原始值取負(fù)，然后再取自然對(duì)數(shù)，那么ln(-SA)取值越大表示面臨的融資約束越小。

(4)

式(4)中，salejt代表企業(yè)j在t年的銷售額，saleipt代表p地區(qū)四位碼行業(yè)i在第t年的總銷售額，ln(-SAjt)表示第t年企業(yè)j面臨的融資約束，因此，hySAipt越大，表示行業(yè)面臨的融資約束越小。

本文探討不同所有制企業(yè)面臨的融資約束，如圖4所示。企業(yè)總體的平均融資約束程度在2.5～3之間；國(guó)有企業(yè)受到的融資約束程度最低，在3.5～4之間；外資企業(yè)受到的融資約束程度在2.5～3之間；民營(yíng)企業(yè)受到的融資約束最高，在2～2.5之間。以上說(shuō)明不同性質(zhì)企業(yè)融資約束存在差異，這與上文分析結(jié)果一致。

圖4 不同性質(zhì)企業(yè)面臨的融資約束情況

(二)回歸結(jié)果分析

外資流入有利于緩解企業(yè)融資約束，那么外資管制放松帶來(lái)的融資約束緩解是否是企業(yè)間資源錯(cuò)配的重要原因？為檢驗(yàn)融資約束嵌入機(jī)制的作用，對(duì)前文模型進(jìn)行拓展，構(gòu)建計(jì)量模型如下：

Distanceipt=α+β1crossit+β2hySAipt+β3cross*hySA+γXipt+μi+μp+μt+εipt

(5)

其中，hySAipt表示第t年p地區(qū)行業(yè)i所受到的融資約束，將hySA、hySA與cross的交叉項(xiàng)加入基準(zhǔn)模型中，其他項(xiàng)都保持不變。

1.總體企業(yè)的融資約束渠道檢驗(yàn)

表8是對(duì)總體樣本的檢驗(yàn)，無(wú)論是用tfp_op的95%-5%分位差、90%-10%分位差、75%-25%分位差，還是標(biāo)準(zhǔn)差度量資源錯(cuò)配，hySA的系數(shù)都顯著為負(fù)，說(shuō)明融資約束對(duì)資源錯(cuò)配有顯著的正向影響，即面臨的融資約束越強(qiáng)，資源錯(cuò)配越嚴(yán)重。但cross*hySA的系數(shù)都不顯著，說(shuō)明并不能用融資約束來(lái)解釋外資引起的資源錯(cuò)配，可能是不同性質(zhì)企業(yè)的影響相互抵消導(dǎo)致總體影響不顯著。因此，有必要區(qū)分不同所有制企業(yè)進(jìn)行研究。

表8 外資管制放松、企業(yè)融資約束與資源錯(cuò)配

(續(xù)上表)

2.不同所有制企業(yè)內(nèi)部的融資約束渠道檢驗(yàn)

為區(qū)別外資管制放松對(duì)不同性質(zhì)企業(yè)資源配置的異質(zhì)性影響，將總樣本分為國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)進(jìn)行研究?；貧w結(jié)果如表9所示，列(1)和列(2)是對(duì)國(guó)有企業(yè)的檢驗(yàn)，列(3)和列(4)是對(duì)外資企業(yè)的檢驗(yàn)，cross*hySA的系數(shù)都不顯著，原因可能如上文所分析的，國(guó)有企業(yè)受到財(cái)政補(bǔ)貼和信貸支持，外資企業(yè)可以得到母公司的資金支持，二者生產(chǎn)率水平對(duì)融資約束的彈性比較小，所以外資管制放松所帶來(lái)的融資約束緩解對(duì)企業(yè)資源錯(cuò)配的影響并不明顯。而民營(yíng)企業(yè)與二者正好相反，民營(yíng)企業(yè)的發(fā)展深受資金問(wèn)題的困擾，因此，外資管制放松會(huì)通過(guò)緩解民營(yíng)企業(yè)融資約束從而對(duì)其生產(chǎn)率水平產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響資源錯(cuò)配。列(5)和列(6)是民營(yíng)企業(yè)的回歸結(jié)果，cross*hySA的系數(shù)顯著為正，表明外資管制放松通過(guò)緩解民營(yíng)企業(yè)融資約束，加劇了民營(yíng)企業(yè)間資源錯(cuò)配。

表9 外資管制放松、企業(yè)融資約束與不同所有制企業(yè)內(nèi)部的資源錯(cuò)配

七 結(jié)論與政策啟示

本文在測(cè)算企業(yè)間資源錯(cuò)配的基礎(chǔ)上，從不同所有制視角探討外資管制放松對(duì)資源錯(cuò)配的影響和作用機(jī)制。采用企業(yè)間生產(chǎn)率離散程度來(lái)刻畫資源錯(cuò)配程度，為保證結(jié)果的穩(wěn)定性，采用企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)的95%-5%分位差、90%-10%分位差、75%-25%分位差、標(biāo)準(zhǔn)差度量資源錯(cuò)配程度，在異質(zhì)性分析和機(jī)制檢驗(yàn)部分主要采用95%-5%分位差和90%-10%分位差刻畫資源錯(cuò)配。得到的主要研究結(jié)論是：(1)整體而言，外資管制放松加劇了我國(guó)的資源錯(cuò)配，無(wú)論用何種方法度量資源錯(cuò)配，這一結(jié)果都是顯著的。(2)外資管制放松加劇資源錯(cuò)配主要通過(guò)以下兩種方式：一是外資管制放松提升民營(yíng)企業(yè)的生產(chǎn)率水平，但對(duì)國(guó)有企業(yè)、外資企業(yè)生產(chǎn)率水平的影響不顯著，從而加劇不同性質(zhì)企業(yè)間的資源錯(cuò)配；二是外資管制放松加劇民營(yíng)企業(yè)間的資源錯(cuò)配。原因是民營(yíng)企業(yè)間存在非對(duì)稱競(jìng)爭(zhēng)，外資更多地流入具有一定壟斷地位的、生產(chǎn)率更高的民營(yíng)企業(yè)，使得民營(yíng)企業(yè)間生產(chǎn)率形成“高的更高，低的更低”的趨勢(shì)，最終加劇民營(yíng)企業(yè)間資源錯(cuò)配。(3)外資管制放松帶來(lái)的融資約束緩解是將資源輸送至壟斷民營(yíng)企業(yè)的重要渠道。

毋庸置疑，外資對(duì)本土企業(yè)生產(chǎn)率水平提升有關(guān)鍵作用，特別是通過(guò)緩解融資約束這一渠道，大大加快了民營(yíng)企業(yè)提高生產(chǎn)率水平的步伐。但是，外資所引起的資源錯(cuò)配，特別是對(duì)小微民營(yíng)企業(yè)生產(chǎn)率的阻礙作用不容忽視。因此，得到以下政策啟示：(1)政府要逐步放開(kāi)對(duì)國(guó)有企業(yè)的行政保護(hù)，培養(yǎng)公平競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)環(huán)境，充分發(fā)揮市場(chǎng)的作用，激發(fā)企業(yè)活力。近年來(lái)，我國(guó)一直在推行國(guó)有企業(yè)改革，引入競(jìng)爭(zhēng)淘汰機(jī)制。但當(dāng)前國(guó)有企業(yè)整體經(jīng)營(yíng)效率仍低于民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)，上游要素市場(chǎng)國(guó)有企業(yè)占比較高，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)不夠充分，政府應(yīng)深化行政性壟斷行業(yè)改革，降低準(zhǔn)入門檻，推進(jìn)價(jià)格形成機(jī)制，提升市場(chǎng)效率。(2)合理引導(dǎo)外資流向民營(yíng)企業(yè)，緩解民營(yíng)企業(yè)的融資約束問(wèn)題，提升生產(chǎn)率水平，更好地發(fā)揮民營(yíng)企業(yè)在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、增加就業(yè)方面的優(yōu)勢(shì)。雖然國(guó)家越來(lái)越重視民營(yíng)企業(yè)的發(fā)展，但其總體生存環(huán)境并不樂(lè)觀，特別是資金問(wèn)題，已經(jīng)成為民營(yíng)企業(yè)發(fā)展的最大阻礙。因此，可通過(guò)引導(dǎo)外資流量和適度放寬金融機(jī)構(gòu)對(duì)民營(yíng)企業(yè)的信貸標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)一步解決民營(yíng)企業(yè)“融資難”問(wèn)題。(3)加大對(duì)中小型民營(yíng)企業(yè)的扶持力度。中小民營(yíng)企業(yè)，特別是小微民營(yíng)企業(yè)，在資金、管理、技術(shù)方面都比較薄弱，但其發(fā)展關(guān)乎國(guó)家民生問(wèn)題。同時(shí)，中小民營(yíng)企業(yè)在促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)、增強(qiáng)市場(chǎng)活力方面發(fā)揮著重要作用。因此，應(yīng)加大對(duì)中小民營(yíng)企業(yè)的財(cái)政支持力度，落實(shí)并完善稅收優(yōu)惠政策，減輕中小民營(yíng)企業(yè)的社會(huì)負(fù)擔(dān)，促使中小民營(yíng)企業(yè)更快、更好、更健康地發(fā)展。