外資管制放松是否有利于緩解資源錯配
——基于所有制視角的準自然實驗

劉會政 李 雪 張洋洋

一 引 言

供給側結構性改革的關鍵是生產要素的優化配置。改革開放以來，我國憑借粗放型經濟發展模式實現了經濟的高速增長，到2010年，我國經濟總量已經穩居世界第二。然而，這種過度消耗資源、以高額的生產成本換取經濟增長的方式，不符合可持續發展和綠色發展理念。粗放型增長模式導致環境污染問題日益嚴峻，資源破壞和浪費問題嚴重，特別是地區間、行業間發展不均衡進而導致的資源錯配問題也在不斷加劇。2016年以來，我國經濟增速明顯放緩，一方面是由于人口結構變化和勞動力成本的上升，傳統競爭優勢被削弱；另一方面是高投入、高能耗、高污染的發展模式，使得資源、環境、生態約束日趨增強。面對經濟增長下行的壓力，轉變經濟增長方式、調整經濟結構被擺到越來越重要的位置。黨的十九大報告明確指出“以供給側結構性改革為主線，推動經濟發展質量變革、效率變革、動力變革，優化資源配置，提高全要素生產率”。我國經濟發展的重點已從增長數量轉向增長質量層面。Hsieh和Klenow(2009)[1]研究認為，中國制造業存在較為嚴重的資源錯配現象，如果企業間能夠實現資源的有效配置，中國整體生產效率將會提高30%～50%。因此，深化供給側結構性改革，從緩解資源錯配、優化資源配置入手，調整我國經濟結構，從而提高全要素生產率是當前的重要議題。

外資一直是我國經濟增長的重要推動力。外資通過學習示范效應、競爭效應和技術溢出效應等，不僅提高了東道國企業的生產水平和出口能力，還促使其提升技術水平和創新能力，深度參與全球價值鏈。2020年《政府工作報告》明確提出，推進更高水平對外開放，穩住外貿外資基本盤。具體上，進一步放寬市場準入，縮減外資準入負面清單，允許更多領域實行外資獨資經營。但是隨著外資的增多和日益集中化，越來越多學者開始關注外資對東道國經濟結構和經濟發展的負面影響。羅偉和葛順奇(2015)[2]、王若蘭和劉燦雷(2019)[3]、呂越等(2018)[4]研究發現，外商直接投資抑制中國制造業企業的研發傾向和強度、擴大企業間工資不平等、引致中國制造的“低端鎖定”。Gopinath et al.(2017)[5]對南歐國家的研究表明，外資進入加劇了南歐國家的資源錯配程度，導致生產效率損失。大規模外資進入在促進中國產業發展的同時，也會帶來市場資源的重新配置，進而影響企業間資源錯配程度。尤其是在當前非對稱競爭市場環境下，國有企業擁有大量的生產要素和較強的市場壟斷勢力，外資對我國企業資源配置有何影響？這種影響在不同性質企業間是否存在差異？對這些問題的探究有助于明晰外資對我國資源配置效率的作用，對提高我國全要素生產率具有重要意義。

二 文獻綜述

與本文緊密相關的研究主要有資源錯配的影響因素和外資進入的影響兩類。

(一)資源錯配的影響因素

當前關于資源錯配的研究大多從以下幾個視角展開。一是產品異質性視角。孫浦陽等(2013)[6]發現產品替代性會影響行業生產率分布與水平，具體表現為產品替代性越低，行業內競爭程度就越弱，市場競爭機制無法在行業內有效配置資源，從而導致行業內均衡效率的損失和整體生產率水平的下降。二是稅收政策視角。稅收政策又可以分為貿易稅收政策和國內稅收政策。錢學鋒等(2015)[7]從稅收政策出發，發現出口退稅會加劇和促進競爭，使一國市場上的平均生產率和產品種類增加，降低出口企業的成本加成，從而加劇資源在出口部門和非出口部門之間的錯配程度。錢學鋒等(2019)[8]認為我國實行的“交互補貼”政策與我國特殊的“垂直市場結構”相矛盾，非但不能緩解資源錯配，還導致資源配置效率的進一步惡化和社會總福利的下降。李旭超等(2018)[9]從企業稅負扭曲的角度分析僵尸企業的負外部性，指出僵尸企業不僅極少貢獻所得稅，而且其生存往往需要依賴財政補貼或外部融資支持，耗費大量財政資源，增加正常企業的稅收負擔，“鞭打快牛”的現狀造成了行業內和行業間的資源錯配。三是政治視角。陳小亮和陳偉澤(2017)[10]發現國有企業憑借政府補貼、自然壟斷定價權、行政進入壁壘等優勢，在市場中居于壟斷地位，與非國有企業存在非對稱市場競爭，引發資源錯配。近年來，也有學者將城市行政級別與資源配置聯系起來，江艇等(2018)[11]強調企業政治經濟環境，發現行政級別越高的城市，國有企業和外資及港澳臺企業的生產率越高，而民營企業的生產率越低，制造業企業的資源錯配程度越嚴重。四是投資視角。白俊紅和劉宇英(2018)[12]認為，對外直接投資通過加劇本土企業的競爭程度，可以有效改善整體資本和勞動力的資源錯配，提高資源配置效率，但這一影響存在地區差異，具體表現為對外直接投資顯著促進東部地區資源錯配的改善，但對中西部地區的影響并不明顯。才國偉和楊豪(2019)[13]率先研究了外商直接投資對要素市場的異質性影響和作用機制，從資本和勞動力兩個角度出發，發現外商直接投資通過緩解融資約束，矯正資本市場扭曲。

(二)外資對不同性質企業的異質性影響

一是外資對不同性質企業融資約束的影響。大多數研究發現僅有民營企業面臨融資約束。何光輝和楊咸月(2012)[14]發現國有企業一直受益于財政和信貸的支持，存在“軟預算約束”，易于從正規渠道獲得外源資金。陳勇兵和蔣靈多(2012)[15]認為外資企業對融資約束不敏感的原因則是外資企業即使在國內市場出現較大經濟波動時，依然可以從母公司獲得資金支持。對于民營企業，羅長遠和陳琳(2011)[16]認為外資主要通過“信號顯示”功能緩解民營企業融資約束，即外資占有相當比重或與外資有較強垂直聯系的私人企業可以向金融機構傳遞“資質”較好的信息，易于獲得融資。劉會政等(2021)[17]實證分析得出外資放松管制可以明顯緩解民營企業融資約束的結論。也有學者發現，外商雖然向當地企業提供了資金，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]發現，由于跨國公司在獲取標的企業信息上存在劣勢，在進入發展中國家時主要采取與大型企業合作的方式，反而加重了受融資約束的小規模企業的融資困難。

二是外資對不同性質企業生產率的影響。路江涌(2008)[20]分析外資對不同類型內資企業效率的影響和作用渠道，發現內資企業中的私有股權有助于企業生產率的提高和獲得來自外商直接投資的溢出效應。國有企業在需要投資或進行技術創新時，其資金需求容易得到滿足，因而生產率與現金流之間沒有聯系，不僅如此，外資引致的競爭效應還會使企業在與外資企業競爭中受損的可能性提高。隨著國內市場化進程的加快，不同所有制企業的市場競爭日趨激烈，包群等(2015)[21]發現中國作為一個經濟轉型中的發展中國家，企業所有制對存活能力具有重要影響。一方面表現為政府對國有企業的政策扶持、銀行對國有企業提供的信貸支持，另一方面表現為稅收、信貸上對私人企業的壓榨，以及國有企業本身存在的由于體制因素導致的經營困境與競爭能力不足等問題。民營企業既面臨生產技術、融資渠道等方面的競爭弱勢，同時又難以從政府、銀行體系得到優惠待遇，因而受到更為嚴重的外資沖擊。倫曉波等(2018)[22]從金融資源錯配的視角研究企業所有制與融資約束之間的關系，發現金融機構在放貸時不僅僅考慮企業的生產率，還會受到企業性質的影響，從而導致民營企業面臨的融資約束更高。康茂楠等(2020)[23]研究外資進入對企業資源配置效率的影響，發現外資進入引發的市場競爭對企業資源配置效率存在顯著的負向影響，即外資進入進一步拉大了企業的生產率差異，而產生這一差異的部分原因是國有企業和非國有企業之間的非對稱競爭抑制了資源配置效率的提高。毛其淋和方森輝(2020)[24]考察外資進入自由化對中國制造業企業生產率的影響，認為良好的地區制度環境會強化外資進入對企業生產率的正向溢出作用。李平和盧霄(2020)[25]考察得出外資自由化可以顯著提高中國制造業企業生產率的結論。Ha et al.(2021)[26]通過構造越南企業的面板數據同樣發現外資可以通過激發行業競爭效應而對企業生產率產生積極影響。

綜上，學者們從不同角度考察了資源錯配的影響因素。才國偉和楊豪(2019)[13]雖然研究了外商直接投資對要素市場的異質性影響和作用機制，但僅從地區行業層面考察外資對總體資源錯配的影響，并沒有考慮異質性企業形成的非對稱市場競爭結構所產生的影響。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，但沒有全面考慮不同所有制帶來的異質性影響及其對資源配置效率產生的影響，而這一影響又對處于經濟轉型中的中國至關重要。因此，有必要區分企業的所有制類型，探究外資對資源配置發揮的異質性作用。

本文在測算企業資源錯配的基礎上，從不同所有制視角探討外資管制放松對資源錯配的影響和作用機制。目前識別企業間資源錯配的方法主要有簡單比例法和變量替代法兩種。簡單比例法的基本原理是：如果資源能夠自由流動，資源最終會自發地從低生產率企業流向高生產率企業，那么市場上所有企業的生產率水平都應該相等。這一方法簡潔明了，能夠直接刻畫企業的生產率離散程度，進而反映資源錯配程度。因此，本文采用簡單比例法識別資源錯配。為了保證結果的穩定性，采用企業全要素生產率(TFP)的95%-5%分位差、90%-10%分位差、75%-25%分位差以及標準差來度量資源錯配程度。本文可能在以下幾個方面有所貢獻：第一，研究視角上，豐富了外商直接投資與東道國經濟社會發展關系的研究，考察外資管制放松對東道國資源錯配的影響；第二，研究內容上，考察外資管制放松對不同所有制企業的異質性影響，并挖掘融資約束在外資影響資源錯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衡量外資進入存在的內生性問題。一方面是由于只能考察到該行業實施外資鼓勵政策對資源錯配的影響，卻無法辨識未實施鼓勵政策時該行業的資源錯配狀況，從而造成選擇性偏誤問題。另一方面，外資管制放松和資源錯配之間存在反向因果關系，資源配置也是影響外資流向的重要因素。因此，本文以2002年《外商投資產業指導目錄》的大幅修改為政策沖擊設計“準自然實驗”。

后續內容安排如下：第三部分為指標測度與機理分析；第四部分為模型設定與計量分析；第五部分進一步分析了企業間資源錯配的異質性；第六部分從融資約束角度探討外資管制放松對資源錯配的作用機制；最后是結論與政策啟示。

三 指標測度與機理分析

(一)資源錯配測算與典型事實分析

本文測量資源錯配的方法主要參考孫浦陽等(2013)[6]的簡單比例法，分別以行業內企業生產率(TFP)的95%-5%分位差、90%-10%分位差、75%-25%分位差、標準差度量資源錯配程度，并以行業生產率的均值進行標準化處理。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資源錯配的現狀和差異性，并沒有分析生產要素的錯配，因此采用生產率離差來衡量資源錯配簡單明了且可信度高。OP法引入了企業進出的動態模型，并通過使用投資決策代替不可觀測的生產率沖擊來解決異質性問題。LP方法則使用中間投入代替投資，可以解決數據缺失問題。考慮到企業進出問題對企業間的資源配置狀況會產生較大影響，本文用OP方法測算企業生產率水平，用LP方法測算的生產率水平作為輔助性指標。

1.我國總體資源錯配情況

圖1描述了我國整體資源錯配狀況。可以看出，無論用何種離差度量資源錯配，1998—2007年，我國資源錯配情況總體得到改善，這與龔關和胡關亮(2013)[27]度量的結果相一致。以90%-10%分位差為例：我國資源錯配程度從1998年的0.360下降為2007年的0.306，降幅為15%。

圖1 1998—2007年總體資源錯配狀況

2.不同所有制企業內部的資源錯配情況

圖2刻畫了不同性質企業之間的資源錯配情況(90%-10%分位差)。具體來看，國有企業的資源錯配程度大幅下降，從1998年的0.337下降到2007年的0.131，降幅高達61.13%。這可能是由于樣本期間內推行了國有企業改革，對僵尸企業進行內部結構重組，增強國有企業活力，從而提高國有企業整體的資源配置效率；外資企業的資源錯配程度有所上升，從1998年的0.185上升到2007年的0.224，升幅為21.08%；民營企業的資源錯配程度也進一步加劇，從1998年的0.230上升到2007年的0.282，升幅為22.61%。總的來看，我國資源錯配狀況不斷改善，但這種改善對不同性質企業而言有所差異：只有國有企業的資源錯配程度在下降，外資企業和民營企業的資源錯配程度在樣本期間都顯著上升。因此，接下來，要解決以下幾個問題：外資管制放松是否推動了資源配置效率的提高？外資對不同所有制企業資源錯配的影響是否存在差異性？這種異質性影響的原因又是什么？

圖2 1998—2007年不同性質企業內部的資源錯配狀況

從表1可以看出，民營企業較多的行業，如紡織業、食品飲料加工業、木材家具造紙業、印刷行業等資源錯配程度都比較高；相比而言，一些由國有企業壟斷的行業，如采礦業、煙草制品業、金屬冶煉及壓延行業的資源錯配程度比較低。因此，資源配置效率可能與不同行業中企業的所有制性質有關，在分析外資管制放松對資源錯配的影響時，有必要對企業所有制性質進行區分。

表1 典型行業的資源錯配狀況

(續上表)

(二)外資對資源錯配的影響機理

資源具有稀缺性，如何利用有限的資源實現社會福利最大化一直是經濟學家們探討的熱點。研究資源配置問題是探尋經濟增長動力的必然要求。Syrquin(1988)[28]研究發現，通過改善要素在行業間的配置，能夠提升整個經濟體的生產效率，進而實現經濟增長。因此，在經濟轉型過程中，有必要探究影響資源配置的因素。特別是在當今開放經濟體制下，外資成為經濟增長和發展的引擎，而外資會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，那么市場上所有企業的生產率都應該相等。生產率差異可以很好地刻畫資源錯配程度，即生產率差異越大，資源錯配程度越嚴重。因此，在探究外資如何影響資源配置時，可以落腳于外資如何影響企業的生產率水平。

外資對企業生產率的影響存在異質性，這種異質性主要體現在兩方面：一是不同性質企業之間，二是同一性質企業內部。一方面，跨國公司進入東道國市場，在加劇市場競爭的同時，還會產生學習示范效應、培訓效應、技術溢出效應等，具體表現為：跨國公司擁有更高超的技術水平和更先進的管理經驗，不僅將新設備、新產品和新加工方法引入東道國市場，還帶來了新的產品技術、銷售策略和管理理念。東道國內資企業為了提高自身的競爭力，會紛紛模仿跨國公司，并在此基礎上進行創新。但是這種溢出效應更多的存在于與外資企業處于同一產業鏈條的上下游民營企業當中。另一方面，外資進入與一國資本要素的跨企業、跨區域配置直接相關，對一國資本市場影響重大。特別是對于民營企業，外資進入能夠大大改善其融資環境。Allen et al.(2005)[29]認為，由于行政性進入壁壘的存在，國有企業能夠獲得政府政策支持和銀行信貸支持，形成“預算軟約束”，因此，國有企業發展不受融資約束的束縛。任曙明和呂鐲(2014)[30]研究認為民營企業在外部市場融資方面一直受到歧視，其生產率增長顯著受制于融資約束。因此，外資對不同性質企業生產率的影響存在差異性。然而，中國中小民營企業眾多，企業間生產率水平參差不齊，而且由于資本市場上的信息不對稱，跨國公司在獲取標的企業信息上存在劣勢，在進入發展中國家時主要采取與大型民營企業合作的方式，即外資在選擇合作伙伴時，也存在篩選效應，更傾向于規模比較大、生產率水平高的民營企業，這就會加重受融資約束的小規模民營企業的融資困難。因此，外資對民營企業生產率的影響也并非是同質的，只有規模大、生產率高的民營企業才有機會被納入到跨國公司主導的生產鏈條，為其提供技術支持和資金支持，使得民營企業間生產率呈現“強者愈強，弱者愈弱”的兩極化趨勢。

總的來看，外資進入會對東道國企業產生學習、示范、技術溢出等效應，同時也可以緩解企業的融資難題，為企業營造良好的融資環境，從而提升企業生產率水平。但該影響也只限于民營企業，特別是那些本身規模比較大、生產率比較高的民營企業，對低生產率的民營企業甚至會產生負向影響，使民營企業間生產率呈現“強者愈強，弱者愈弱”的兩極化趨勢。這種由于信息不對稱所導致的資本市場非對稱競爭現象，非但沒有優化資源配置，還進一步加劇了資源錯配。

四 模型設定與計量分析

(一)外資自由化指數的構建

1.政策背景

改革開放以來，我國不斷提升對外開放水平，鼓勵吸引外商投資，目前已經成為全球第二大外資流入國。然而外資結構不合理成為制約經濟發展質量的重要問題，為規范引導外資流入，我國于1995年頒布了第一個《外商投資產業指導目錄》(以下簡稱《目錄》)。《目錄》根據《指導外商投資方向規定》，指導核準外商投資項目和外商投資企業的經營范圍，是我國引導外商直接投資的重要產業政策。《目錄》將外資介入的行業領域劃分為鼓勵類、限制類和禁止類，不屬于這三類的歸為不變類，不列入《目錄》。具體來看，鼓勵類是鼓勵外商投資，采取稅收、土地等政策優惠，充分利用外資引入資金、技術、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，意在保護民族企業、本國經濟或關系國計民生、國家經濟命脈、敏感領域等。《目錄》自提出以來，歷經1997年、2002年、2004年、2007年、2011年、2014年、2017年等多次修改，鼓勵外資進入的行業越來越多，我國對外開放的程度也越來越大。

2.外資管制放松

鑒于本文研究樣本區間是1998—2007年，涉及到《目錄》的修改共有三次，而受到2001年中國加入WTO的影響，2002年對外商投資目錄進行了較大幅度的修訂。因此，以1997年的外商投資目錄為基礎，對比2002年外商投資目錄的變化，定義外資管制放松。為便于數據合并，將外商投資目錄中的產業與標準的國民經濟四位碼行業進行匹配。由于《目錄》中的行業劃分較為細致，可能存在一個國民經濟四位碼行業對應多個子類產業的情況，因此，采用以下方法定義國民經濟行業的外資管制類型：對比1997年和2002年的外商投資目錄，當所有子類產業均為政策鼓勵型，或者至少有一個子類產業為政策鼓勵型，其他均為不變時，將該四位碼行業定義為政策鼓勵型；當所有子類產業均為政策不變型時，將該四位碼行業定義為政策不變型；當所有子類產業均為政策限制型，或者至少有一個為政策限制型、其他均為政策不變型時，定義該四位碼行業為政策限制型；既有政策限制型，又有政策鼓勵型時，定義該四位碼行業為政策混合型。經過匹配，在481個國民經濟四位碼行業中，有13個政策限制型行業，8個政策混合型行業，85個政策鼓勵型行業，375個政策不變型行業。鑒于本文研究的是外資管制放松對資源錯配的影響，因此，將2002年外商投資目錄中相比1997年變為政策鼓勵型的行業作為實驗組，將政策不變型行業作為對照組。

(二)模型設定

外商投資政策對資源錯配的影響研究中往往存在較大內生性，為解決這一問題，本文以2002年《外商投資產業指導目錄》的大幅修改為政策沖擊設計“準自然實驗”，構建模型如下：

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

(1)

其中，i代表四位碼行業，p代表省份，t代表年份，Distanceipt代表省份p中四位碼行業i在第t年的資源錯配程度。本文分別采用行業內全要素生產率(tfp_op)分布的95%-5%分位差、90%-10%分位差、75%-25%分位差和標準差作為資源錯配的衡量指標。crossit是政策虛擬變量treatmenti與年份虛擬變量yeart的乘積。基于2002年《外商投資產業指導目錄》，當行業i外資開放程度增大時，即政策鼓勵型行業，treatmenti賦值為1，當行業i外資開放程度不變時，即政策不變型行業，treatmenti賦值為0；yeart是不隨行業變化的時間虛擬變量，即將外商投資目錄修改的年份2002年及其以后年份，設定為1，2002年以前的年份設定為0；因此只有當treatment=1且year=1時，cross才對Distance有影響，即外資管制放松政策只對2002年以后的外資政策鼓勵型行業發揮作用。crossit的估計系數β度量了外資管制放松政策實施后，外資政策鼓勵型行業相對于外資政策不變型行業的資源錯配狀況，是本文的重點估計系數。β<0表明外資管制政策的放松，緩解了資源錯配，即外資管制放松有利于資源優化配置，反之則反是。μi、μp和μt分別為四位碼行業固定效應、地區固定效應和年份固定效應，εipt為隨機擾動項。本文還控制了影響資源錯配的其他變量Xipt，具體包括：(1)行業出口依存度(Export)是行業出口額占工業總產值的比重；(2)行業新產品密集度(New_pro)是行業新產品產值占工業總產值的比重；(3)行業人均產值(Output)是行業總產值除以行業內總從業人數；(4)行業補貼強度(Subsidy)是行業補貼總額占工業總產值的比重；(5)行業競爭強度(HHI)(1)本文計算了三位碼行業內各企業銷售額占三位碼行業總銷售額的份額，將其平方項在行業層面進行加總以衡量該三位碼行業的市場集中度，該指數越小，說明市場競爭程度越高；該指數越高(越接近1)，則表明市場的壟斷程度越高。；(6)企業性質為虛擬變量，將國家資本金占實收資本比重超過50%的企業定義為國有企業，將外商資本金占實收資本比重超過30%的企業定義為外資企業，其他劃為民營企業。

(三)數據來源與處理

本文使用的數據主要來自1998—2013年的中國工業企業數據庫，該數據庫涵蓋了所有國有企業和規模以上(年銷售額高于500萬元)非國有企業的信息，包括企業法人、地址、成立年份、從業人數、年工業總產值、所屬行業等。為保證數據的合理性，參照余淼杰(2011)[31]的做法，對數據做以下處理：(1)剔除從業人數小于8的企業樣本；(2)剔除重要指標遺漏的樣本，如總資產、固定資產凈值、工業總產值；(3)剔除固定資產超過總資產的企業；(4)剔除流動資產超過總資產的企業；(5)剔除固定資產凈值超過總資產的企業；(6)剔除企業年齡為負的樣本。此外，我國在2003年實施了新的《國民經濟行業分類》，根據Brandt et al.(2012)[32]的方法，對國民經濟四位碼行業進行調整。基于調整過的國民經濟四位碼行業，將1998—2007年中國工業企業數據庫與2002年的《外商投資產業指導目錄》進行匹配。此外，為保證研究結果不受樣本期間的影響，在穩健性檢驗部分將樣本年份延長至2013年。由于全要素生產率(TFP)的計算需要用到中間產品投入，中國工業企業數據庫在2007年之后沒有統計該指標，因此本文以勞動生產率，即企業工業總產值與從業人數之比的對數值代為測算2008—2013年的企業TFP。

(四)識別條件檢驗——平行趨勢檢驗

平行趨勢檢驗是為了排除實驗組和對照組樣本在政策效應發生之前就存在差異，從而引起結果變動的可能。在本文中，只有當政策發生作用后，外資管制放松的行業相對于外資管制不變的行業，資源錯配情況加劇，才能認為DID的結果是可靠的。具體構建如下模型進行平行趨勢檢驗：

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

(2)

對方程中的時間虛擬變量進行變換，將《外商投資產業指導目錄》修改的當年設定為1，其它年份均設定為0，而其他變量保持不變，那么，回歸系數βt的經濟學含義為外商投資目錄修改當年實驗組和對照組的差異；同理將外資投資目錄修改的前一年設定為1，其他均設定為0，則可以得到外商投資目錄修改前一年實驗組與對照組的差異。如將1998年設定為1，其他年份均設定為0，保持其他變量不變，則可以得到1998年實驗組與對照組的差異。通過逐次變換時間虛擬變量，可以得到1998—2007年實驗組與對照組的差異，結果如圖3所示。在外資管制放松政策實施之前，βt均為負，表明外資政策鼓勵型行業資源配置狀況優于外資政策不變型行業，政策實施之后，外資政策鼓勵型行業的資源錯配情況遠遠高于外資政策不變型行業，表現為平行趨勢檢驗的交叉項回歸系數由負轉正，由此可進一步得出：外資管制放松政策加劇了資源錯配。

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

(五)基準回歸結果分析

本文分別從全要素生產率分布的95%-5%分位數差、90%-10%分位數差、75%-25%分位數差和標準差四個角度衡量資源錯配情況，探究外資管制放松如何影響企業間資源配置。如表2所示，distance1表示tfp_op分布的95%-5%分位數差，distance2表示90%-10%分位數差，distance3表示75%-25%分位數差，distance4表示標準差，列(1)—列(4)是未加入任何控制變量和任何固定效應的基礎回歸結果，除distance3以外，交叉項cross的系數均顯著為正，表明外資管制放松政策對資源錯配具有顯著的正向效應，即外資管制放松顯著加劇了資源錯配。為控制其他可能影響資源錯配的因素，列(5)—列(8)加入各類控制變量，并控制行業、地區和年份的固定效應，結果依然顯著，distance3下的交叉項系數也由不顯著變為顯著，說明外資管制放松加劇了資源錯配。

表2 外資管制放松對資源錯配的影響檢驗

(續上表)

(六)穩健性檢驗

為保證結果的可靠性，本文進行如下穩健性檢驗：

1.使用LP法測算TFP，進而計算生產率離差來測度資源錯配程度，結果見表3列(1)和列(2)。交叉項cross的系數依然顯著為正，外資管制放松確實會加劇資源錯配。

2.重新定義外資管制放松發揮作用的時間效應。這里參照蔣靈多等(2018)[33]的做法，國務院辦公廳在2002年3月4日發布《外商投資產業指導目錄》，為更準確地界定政策發生的時間，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配。

3.延長樣本年份至2013年。由于全要素生產率的計算需要用到中間產品投入，中國工業企業數據庫在2007年之后沒有統計該指標，因此，無法測算2008年之后的企業TFP。以勞動生產率，即企業工業總產值與從業人數之比的對數值，代為測算2008—2013年的企業TFP，結果如表3列(5)和列(6)所示，外資管制放松顯著加劇了資源錯配。

4.控制國有企業份額。國有企業生產效率低，卻能夠得到財政補貼和信貸優惠，這會拉低我國資源配置效率。出于這一考慮，進一步控制國有企業份額(Soe_share)對資源配置的影響，選取行業內國有企業數量占比這一指標來衡量。結果如表3列(7)和列(8)所示，cross的系數依然顯著為正，這表明外資管制放松所引起的資源錯配加劇與國有企業份額無關，結果依然是穩健的。

表3 穩健性檢驗

五 進一步分析

(一)不同性質企業間的資源配置情況

立足于我國的現實情況，從計劃經濟邁入市場經濟的過程中，存在著不可避免的障礙和遺留下來的經濟問題。其中，國有企業身擔穩定經濟、保障就業的責任，一直得到當地政府的支持，最主要的表現是財政支持和補貼。而外資流入最直接的影響渠道是融資約束。國有企業和民營企業受到的融資約束程度不同，外資參與可以通過“信號顯示”功能緩解私人企業的融資約束，但對國有企業的融資效應不顯著。國有企業受益于財政和信貸支持，易于從正規渠道獲得外源資金，資金需求較容易得到滿足，而民營企業發展的最大阻礙就是資金問題。外資進入會緩解融資約束，而資本作為一種資源，特別是資本本身的逐利性會促使其流向TFP更高的企業，使資本得到有效配置，從而緩解資源錯配。但前文的實證分析卻表明，外資流入加劇了資源錯配。是什么原因導致了該現象？外資流入是否會影響不同所有制企業之間以及同一所有制企業內部的資源配置狀況？接下來，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制。

先計算同一行業內不同性質企業之間的生產率差異：按照行業內每一家企業年銷售額占行業總銷售額的比例加權計算行業生產率水平。再根據模型(1)進行回歸，結果如表4所示，列(1)和列(2)cross系數不顯著，列(3)—列(6)cross系數顯著，表明外資管制放松并沒有加劇國有企業和外資企業的資源錯配狀況，僅是加劇了國有企業和民營企業以及外資企業和民營企業之間的資源錯配。原因可能是外資流入緩解了民營企業的融資約束，使民營企業全要素生產率大大提升。而外資流入對國有企業融資約束問題的影響不顯著，也不能通過融資渠道提高生產率水平，因此，外資對國有企業生產率沒有影響。而外資企業相比民營企業具有更強的信貸能力和更低的融資約束，可能外資管制放松對外資企業生產率水平也沒有顯著影響。

表4 外資管制放松對不同性質企業之間生產率差的影響

表5進一步證實本文的猜測，外資管制放松提高了整體企業的生產率水平，但對不同性質企業生產率水平的影響存在差異。具體地：外資管制放松對民營企業生產率水平有較大的提升作用，對國有企業和外資企業生產率水平的影響不顯著。這進一步佐證了本文的猜測，國有企業受到政府財政補貼和銀行信貸的支持，外資需求不強，而外資企業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企業因外資管制放松，大大緩解自身面臨的融資約束，因此，生產率水平得到顯著提升。在前面的測算中，國有企業和民營企業之間本身就存在生產率差異，國有企業生產率顯著低于民營企業。外資管制放松之后，民營企業生產率水平大大提升，國有企業無變化，國有企業和民營企業之間的生產率差距進一步拉大。國有企業身擔穩定就業的使命，大量低效率的國有企業并沒有退出市場，它們憑借行政保護，占據部分生產要素，與其他所有制企業之間存在明顯的非對稱競爭，從而加劇企業間資源錯配程度。

表5 外資管制放松對不同性質企業TFP的影響

(二)同一性質企業內部的資源配置情況

從前文描述性統計可以看出，同一性質企業內部資源錯配程度不斷加劇，特別是民營企業內部。原因可能是，資本的逐利性導致外資并不是平等地流入每一家民營企業，而是與力量雄厚、占據一定壟斷地位的民營企業合作，在這種非對稱競爭市場機制下，規模小的民營企業依然不能獲取資源，因此，外資流入只緩解了部分民營企業的融資約束，造成民營企業內部巨頭的壟斷勢力越來越強，從而加劇民營企業內部的資源錯配。

為驗證以上猜想，本部分探究外資管制放松對同一性質企業資源配置的影響，結果如表6所示。列(1)和列(2)是對國有企業的檢驗，發現外資管制放松對國有企業間資源錯配影響不顯著。主要原因可能是國有企業與外商合作相對較少，事實上，對2000—2007年的企業樣本進行統計，發現國有企業中外商資本份額在20%以上的企業不足2%。列(3)和列(4)為對外資企業的檢驗，發現外資管制放松對外資企業間資源錯配的影響不顯著，主要原因可能是外資企業往往可以獲得多方資金支持，融資約束較小，對外資管制放松不敏感。列(5)和列(6)是對民營企業的檢驗，表明外資管制放松大大加劇了民營企業間資源錯配。綜合可見，外資管制放松對民營企業發揮作用的渠道是融資約束，而外資企業本身不會受到融資約束的影響。

進一步分析，外資管制放松影響民營企業資源錯配的機制可能是，大型民營企業憑借壟斷地位，與其他民營企業形成非對稱競爭，吸引更多外資流入，使得生產率高的民營企業生產率更高，低的更低，最終加劇民營企業資源錯配。為驗證這一猜測，以TFP的中位數為分割點，將民營企業分為兩組，即TFP低于中位數的一組和TFP高于中位數的一組。回歸結果如表7所示，外資管制放松確實是通過使生產率高的民營企業生產率變得更高，使生產率本來就低的民營企業變得更低，從而大大加劇民營企業間資源錯配。

表7 外資管制政策放松對不同生產率民營企業的影響

六 外資管制放松、融資約束與資源錯配

外資管制放松會加劇資源錯配，在區分企業性質之后，發現外資管制放松主要是通過加劇民營企業和外資企業之間的資源錯配，進而影響總體資源錯配。外資管制放松影響企業全要素生產率的主要路徑是融資約束，那么該路徑是否也是民營企業間資源錯配加劇的重要機制呢？接下來，對該影響路徑進行實證檢驗。

(一)融資約束的測算

本部分考察外資管制放松通過融資約束對資源錯配產生的影響。首先需要測算行業所面臨的融資約束。選取學術界認可度較高的SA指數測度工業企業融資約束，再按照企業年銷售產值比重進行加權，計算行業融資約束。

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

(3)

式(3)中，Sizejt代表企業j在第t年的規模，用企業總資產的對數值表示，Agejt是用當年減去企業j成立的年份。參照肖文和薛天航(2019)[34]的做法，由于SA指數取值為負，絕對值越大表示面臨的融資約束越小，為便于觀測，對原始值取負，然后再取自然對數，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j在t年的銷售額，saleipt代表p地區四位碼行業i在第t年的總銷售額，ln(-SAjt)表示第t年企業j面臨的融資約束，因此，hySAipt越大，表示行業面臨的融資約束越小。

本文探討不同所有制企業面臨的融資約束，如圖4所示。企業總體的平均融資約束程度在2.5～3之間；國有企業受到的融資約束程度最低，在3.5～4之間；外資企業受到的融資約束程度在2.5～3之間；民營企業受到的融資約束最高，在2～2.5之間。以上說明不同性質企業融資約束存在差異，這與上文分析結果一致。

圖4 不同性質企業面臨的融資約束情況

(二)回歸結果分析

外資流入有利于緩解企業融資約束，那么外資管制放松帶來的融資約束緩解是否是企業間資源錯配的重要原因？為檢驗融資約束嵌入機制的作用，對前文模型進行拓展，構建計量模型如下：

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

(5)

其中，hySAipt表示第t年p地區行業i所受到的融資約束，將hySA、hySA與cross的交叉項加入基準模型中，其他項都保持不變。

1.總體企業的融資約束渠道檢驗

表8是對總體樣本的檢驗，無論是用tfp_op的95%-5%分位差、90%-10%分位差、75%-25%分位差，還是標準差度量資源錯配，hySA的系數都顯著為負，說明融資約束對資源錯配有顯著的正向影響，即面臨的融資約束越強，資源錯配越嚴重。但cross*hySA的系數都不顯著，說明并不能用融資約束來解釋外資引起的資源錯配，可能是不同性質企業的影響相互抵消導致總體影響不顯著。因此，有必要區分不同所有制企業進行研究。

表8 外資管制放松、企業融資約束與資源錯配

(續上表)

2.不同所有制企業內部的融資約束渠道檢驗

為區別外資管制放松對不同性質企業資源配置的異質性影響，將總樣本分為國有企業、民營企業和外資企業進行研究。回歸結果如表9所示，列(1)和列(2)是對國有企業的檢驗，列(3)和列(4)是對外資企業的檢驗，cross*hySA的系數都不顯著，原因可能如上文所分析的，國有企業受到財政補貼和信貸支持，外資企業可以得到母公司的資金支持，二者生產率水平對融資約束的彈性比較小，所以外資管制放松所帶來的融資約束緩解對企業資源錯配的影響并不明顯。而民營企業與二者正好相反，民營企業的發展深受資金問題的困擾，因此，外資管制放松會通過緩解民營企業融資約束從而對其生產率水平產生影響，進而影響資源錯配。列(5)和列(6)是民營企業的回歸結果，cross*hySA的系數顯著為正，表明外資管制放松通過緩解民營企業融資約束，加劇了民營企業間資源錯配。

表9 外資管制放松、企業融資約束與不同所有制企業內部的資源錯配

七 結論與政策啟示

本文在測算企業間資源錯配的基礎上，從不同所有制視角探討外資管制放松對資源錯配的影響和作用機制。采用企業間生產率離散程度來刻畫資源錯配程度，為保證結果的穩定性，采用企業全要素生產率(TFP)的95%-5%分位差、90%-10%分位差、75%-25%分位差、標準差度量資源錯配程度，在異質性分析和機制檢驗部分主要采用95%-5%分位差和90%-10%分位差刻畫資源錯配。得到的主要研究結論是：(1)整體而言，外資管制放松加劇了我國的資源錯配，無論用何種方法度量資源錯配，這一結果都是顯著的。(2)外資管制放松加劇資源錯配主要通過以下兩種方式：一是外資管制放松提升民營企業的生產率水平，但對國有企業、外資企業生產率水平的影響不顯著，從而加劇不同性質企業間的資源錯配；二是外資管制放松加劇民營企業間的資源錯配。原因是民營企業間存在非對稱競爭，外資更多地流入具有一定壟斷地位的、生產率更高的民營企業，使得民營企業間生產率形成“高的更高，低的更低”的趨勢，最終加劇民營企業間資源錯配。(3)外資管制放松帶來的融資約束緩解是將資源輸送至壟斷民營企業的重要渠道。

毋庸置疑，外資對本土企業生產率水平提升有關鍵作用，特別是通過緩解融資約束這一渠道，大大加快了民營企業提高生產率水平的步伐。但是，外資所引起的資源錯配，特別是對小微民營企業生產率的阻礙作用不容忽視。因此，得到以下政策啟示：(1)政府要逐步放開對國有企業的行政保護，培養公平競爭的市場環境，充分發揮市場的作用，激發企業活力。近年來，我國一直在推行國有企業改革，引入競爭淘汰機制。但當前國有企業整體經營效率仍低于民營企業和外資企業，上游要素市場國有企業占比較高，市場競爭不夠充分，政府應深化行政性壟斷行業改革，降低準入門檻，推進價格形成機制，提升市場效率。(2)合理引導外資流向民營企業，緩解民營企業的融資約束問題，提升生產率水平，更好地發揮民營企業在促進經濟增長、增加就業方面的優勢。雖然國家越來越重視民營企業的發展，但其總體生存環境并不樂觀，特別是資金問題，已經成為民營企業發展的最大阻礙。因此，可通過引導外資流量和適度放寬金融機構對民營企業的信貸標準，進一步解決民營企業“融資難”問題。(3)加大對中小型民營企業的扶持力度。中小民營企業，特別是小微民營企業，在資金、管理、技術方面都比較薄弱，但其發展關乎國家民生問題。同時，中小民營企業在促進競爭、增強市場活力方面發揮著重要作用。因此，應加大對中小民營企業的財政支持力度，落實并完善稅收優惠政策，減輕中小民營企業的社會負擔，促使中小民營企業更快、更好、更健康地發展。