外商獨資是否會提高企業生產率

劉 斌 傅欣璐

(對外經濟貿易大學 中國WTO研究院，北京 100029)

一、引言

近年來，一些在華大型跨國公司紛紛轉向獨資化，有些如戴爾、聯合利華在中國設立獨資子公司，另外一些如寶潔、惠普通過并購增持股份等方式由合資控股轉化為獨資控股。根據中國商務部公布的1990—2017年FDI數據顯示，1997年中國獨資企業項目數已超過合資企業，2000年實際使用金額超過合資企業；至2017年，新批準設立的外商企業中，獨資企業比例達到75.8%，在實際使用外資金額上，獨資企業占比高達69.7%。這表明外商在華投資的獨資化趨勢已漸明朗。那么，外商在華企業為何偏好獨資模式呢？

國際生產折衷論認為，企業跨國經營擁有所有權優勢、內部化優勢和區位優勢時，對外直接投資將是最優選擇(Dunning,1988)。在企業進行投資的初始階段，由于合資企業更熟悉東道國市場環境，因此中外合資模式是外資企業進入中國市場的常見選擇；而當企業適應東道國市場環境后，獨資企業可以充分發揮內部技術、管理、知識等方面的所有權優勢(劉興亞 等,2009;閻海峰 等,2010;王進猛 等,2011)，從而可以進一步提高企業競爭力。正如諾貝爾經濟學獎得主Paul Krugman有句名言所道那樣:“生產率不是一切，但長久而言，它幾乎就是一切”。在某種意義上，提高企業生產率是外資企業選擇獨資的主要原因之一。

隨著中國外商投資準入政策的不斷放寬，外資企業的獨資行為在多數行業將會被“解禁”。2017年1月，國務院發布“吸引外資20條”的《關于擴大開放積極利用外資若干措施的通知》，內容包括進一步擴大服務業、制造業、采礦業等領域的外資準入；同年10月，中共十九大報告也表示外資企業同等享受“中國制造2025”等國家戰略給予的政策傾斜。

基于此，本文研究外商獨資行為對企業生產率的影響效應。這一研究不僅可以為外商企業的獨資化行為提供理論依據，還為今后“負面清單”的調整提供經驗證據，因此具有重要的理論價值和現實意義。本文的創新之處主要體現在以下兩個方面：一是以半參數法測算1998—2007年中國工業企業微觀數據，研究企業所有權與企業全要素生產率間關系，并利用反傾向得分匹配方法(Propensity Score Matching,PSM)排除企業自身特征與外部環境影響，以減小樣本自選擇偏誤；二是驗證獨資企業是否利用技術優勢、管理優勢、營銷優勢提高了企業生產率，并進一步從地區、行業、企業入世前后等多重視角進行了拓展研究。

二、機制研究

外資企業會選擇以獨資或合資的形式進入東道國，這實質上是一種經濟組織形式。而其中效率高的組織形式會逐步取代效率低的組織形式，并對未來出現的組織形式具有預見性(North et al.,1981)。一般外資企業的優勢可以概括為如下幾個方面：生產上的專門知識、出色的企業管理和營銷、企業銷售網絡和商譽、交易成本優勢(Aitken et al.,1999;Siripaisalpipat et al.,2000;Pfaffermayr et al.,2000)。其中，獨資企業具有資本權力集中、決策高效等方面特點，在技術、管理、營銷等方面競爭優勢要勝于合資企業，并體現在企業全要素生產率方面。

(一)企業技術優勢

企業技術優勢主要包括三個方面。一是獨資企業擁有技術先行優勢，且技術外溢程度低。獨資企業的核心技術來自于母公司，技術水平往往處于領先地位。相比之下，合資企業的技術來自外商轉讓，這些處于衰退期的企業技術競爭力較弱(Hennart et al.,2005;呂世生 等,2004;姚利民 等,2005)。跨國公司交易成本理論認為，不同進入模式成本源于不同治理結構(Williamson,1985)。合資企業涉及兩個以上投資主體，擁有專有資產的一方為維護專有資產的完整產權，面臨著更高的防衛成本，而獨資企業由于不必擔心技術外泄問題，則承擔了較低的防衛成本(Rindfleish et al.,1997)。二是獨資企業內部技術投入比例更高。獨資企業僅有一方經營者，在資產投入尤其是研發投入上傾注比例更高(Woodcock et al.,1994)。與單純的技術轉讓相比，獨資企業更傾向于在內部使用新技術，以實現所有權優勢的內部化，借此強化企業競爭力。三是獨資企業的知識隱含性。企業進入方式依賴其有效開發與發展的能力，這一能力取決于知識的隱含性。企業知識的隱含性越強，知識越難于以交易的方式進行轉移(Madhok,1998)。獨資企業的知識隱含性高，企業選擇獨資形式這一控制交易程度較強的進入模式才能更有效地進行產品開發和技術創新，從而提高企業生產率。

(二)企業管理優勢

企業管理優勢包括兩個方面。一是獨資企業因掌握全部剩余控制權，可以極大程度地降低企業交易成本，進而實現企業效率最大化(Hart,1988)。資源理論認為，企業控制權實質上是企業對關鍵資源的控制能力。獨資企業獨立進行經營管理，掌握所有關鍵資源，可以避免契約內的機會主義行為，減少企業內部管理分歧和決策沖突，這有助于提高企業效率。而合資企業內部存在著合作方行為的不確定性以及內部成員因目標和利益差異引發的沖突，決策則依賴組織內的其它成員。二是獨資企業業務運營具備靈活性。由于獨資企業不存在組織內合作方，也就避免了雙方談判行為的出現，決策時需要相應顧及的因素較少。企業管理者可將企業目標、決策內容等方面信息直接傳遞至經營者或代理方，減少無效溝通或分歧所產生的沉沒成本，這些有助于業務拓展靈活可控，從而大幅提升企業運行效率。

(三)企業營銷優勢

獨資企業進駐東道國，面臨文化、政治等方面差異性帶來的軟性阻礙，這使得營銷方面的作用不可忽視。同時，獨資企業技術水平領先，運行模式完善，如果充分利用營銷優勢，其效果將比采用技術創新方式要快速、明顯。企業采用合適的營銷策略可以提升企業價值與績效(Srinivasan et al.,2009)，而企業營銷投入主要分為銷售投入和廣告投入兩個方面。在銷售投入層面，獨資企業通過把握消費市場趨勢，增加銷售投入，為市場提供與大眾需求相匹配的產品，從而快速提高市場銷售額，增加企業價值，推動企業生產率提升；在廣告投入層面，其通過加深客戶對產品印象的方式，提升其現階段或者未來階段的購買力，以此提高企業績效，這既存在短效應，也存在長效應。此外，良性廣告也可幫助企業樹立良好的品牌形象，創造無形資產價值。但廣告投入只是銷售投入中的一部分，其推動作用相對銷售投入要小。

三、現狀分析

(一)外商獨資化的趨勢明顯

隨著中國市場的對外開放程度加深，外商企業越來越傾向于投資中國市場，而其中獨資企業適應性強的特征凸顯。如圖1所示，1998年以來外商對華直接投資中獨資企業的新設企業數與實際利用外資額均穩步上升，2000年開始獨資企業實際利用外資金額超過合資企業實際利用外資金額，此后差距不斷擴大，2017年兩者間差額達616億美元。合資企業入駐數目近年來處于滯緩狀態，甚至越來越多的合資企業開始尋求單飛，并以購增持股份等方式提高企業外資占比，最終轉化為外商完全獨資。如戴爾1995年進入中國，由最初的直銷模式轉變為以中國為制造中心，隨后開拓營銷渠道，最后選擇以獨資形式管理中國市場。隨著全球化的不斷深化，外資企業在中國經濟中逐步扮演不可或缺的角色。通過觀察中國工業企業數據庫數據可知，2003年外商獨資企業總數超過合資企業總數，此后企業獨資比例仍不斷提高。外資企業比例由1998年的63.3%提升至2007年的75.4%，外商獨資化的未來格局顯得清晰明朗。

圖1 1998—2017年新設外資企業數與實際利用外資額

圖2 1998—2007年外資企業總數與獨資比例

(二)企業全要素生產率與外資比例同步變化

隨著外資比例的提高，企業全要素生產率與之同步發生變化。如圖3所示，1998—2007年間外資比例與TFP呈現正向關系。而從不同分類來看，外資比例與TFP高低關系又存在差異。在地區層面，全要素生產率值與外資之間比例由高到底的依次是東部地區、中部地區、西部地區。在行業層面，資本密集型與勞動密集型企業的外資比例相近，但勞動密集型企業的TFP較高。

圖3 1998—2007年TFP與外資比例

數據來源：中國工業企業數據庫。

圖4 不同企業分類下TFP與外資比例

數據來源：中國工業企業數據庫。

注：外資比例為外商資本金(包括港澳臺)/實收資本；Ln tfpop9為采用9.6%折舊率下OP方法的企業全要素生產率對數；Ln tfpop15為采用15%折舊率下OP方法的企業全要素生產率對數；圖中TFP值為當年、該地區或該行業平均值。

四、計量模型的建立

(一)模型建立

根據上文典型化事實可以判斷，企業全要素生產率的變化一定程度上與外資比例相關，在不同地區、年份、行業都可以初步證明這一點。為研究外資進入中國是否在獨資狀況下更加有利于企業生產率提高，本文控制企業異質性等因素對此問題進行考察，并設計以下普通回歸模型：

Ln tfpit=γ0+γ1Foreignit+γ2Ln ageit+γ3Sizeit+γ4Ln alit+γ5Ln klit+

γ6Liquidit+δt+δa+δd+εit

(1)

其中，下標it代表第t年的i家企業；δt表示時間固定效應；δa表示地區固定效應；δd表示行業固定效應；εit為隨機誤差項。

但僅僅利用OLS方法，在估計過程中仍然可能存在遺漏變量與樣本選擇偏差問題。OLS回歸方法通常假定有足夠多的控制變量被控制，在此種假定的情況下，獨資企業與合資企業帶來的影響并不加以區分，因此結果存在不合理性。當兩組企業特性不同，回歸結果即為有偏的，僅依賴該方法無法解決本文研究面臨的問題。

(2)

當控制合資企業中的某家企業i與獨資企業中的某家企業j的可測變量取值盡可能相似(xi≈xj)時，可以對兩者進行匹配。由于直接配對存在配對數目過多的情況，從而可能存在以下兩種局限：一是處理組無法找到合適的對照組；二是配對數目太少，可能將產生不合適對照組。本文利用已有Rosenbaum et al.(1983、1985)提出的傾向得分匹配法，將事件選擇轉換為概率值，X控制條件下的企業i傾向性得分如下：

P(Xi)=Pr{solei=1|Xi}

(3)

利用得出的相似概率值p進行配對，P(Xi)≈P(Xj)。基于可忽略性假設，由于企業i與企業j進入處理組時概率相近，可以將yj作為y0i的替代，由此可以降低選擇性偏差，因此處理組平均處理效應(ATT)為：

(4)

此外，需要注意的問題是滿足傾向得分匹配的有效性，即滿足以下兩個方面前提條件：(1)條件獨立性，即企業獨資與否、企業全要素生產率和共同影響因素X是獨立的；(2)共同支持條件，0

(二)變量說明

1.因變量

企業全要素生產率的測算方法以半參數法和參數法為主，常用方法包括傳統的索洛殘差法(謝千里 等,2008)、OP方法(張杰 等,2009;余淼杰,2010;Brandt et al.,2012)、LP方法(周黎安 等，2007)、隨機邊界方法(SFA)(劉小玄 等,2008)等。魯曉東等(2012)基于多種測算方式進行對比發現，OP法等半參數方法能夠較好地解決傳統方法中存在的內生性和樣本選擇問題。OP法(Olley et al.,1996)假定企業根據當前企業生產效率狀況做出投資決策，以企業的當期投資作為變量解決同時性偏差問題。相比傳統C-D函數與固定效應計算方法，OP法計算的投資投入系數更高，勞動投入要素的系數更低；相比LP法(Levinsohn et al.,2003)，OP法測算的資本投入彈性數值略大，但勞動投入彈性數值大幅上升，因此TFP絕對值更為穩定(魯曉東 等,2012)。綜合考慮之下，為增強實證結果的可靠性與準確性，本文選擇測算OP法下的企業全要素生產率值，并參考余淼杰(2010)、王杰等(2014)等的研究，取折舊率值為9.6%和15%，進而估算初始資本存量。

2.自變量與控制變量

基于本文的研究需要，本節引入兩種度量方式測算的自變量：第一種度量方法運用外資比例(Foreign)計算外商資本金在實收資本中所占比例，并在OLS回歸中作為自變量；第二種方法引入虛擬變量外商獨資(Sole)，若為外商獨資企業，則定義為1，否則為0，在PSM匹配中作為自變量。

本節選擇的控制變量主要包括三類：

一是影響TFP的企業特征變量。(1)企業經營時間(Ln age)，企業周期理論認為，企業發展經歷成長、成熟、衰退幾個階段，由于投入資本增加，通常企業在成長階段技術創新迅速，企業生產率快速增長；而在成熟階段之后，由于缺乏后續動力，企業生產率逐漸由平穩轉為下降(周黎安,2007)。(2)企業規模(Size)，根據“熊彼特假說”可知，企業規模通常會影響企業技術水平或者消費者偏好，而中小企業往往創新動力不強，吸收外資的能力自然也較弱。(3)資產負債率(Ln al)，這是企業長期償債能力的重要指標之一，負債水平會影響企業的財務費用、治理成本和利息支出(王進猛 等,2011)。(4)資本勞動比(Ln kl)反映了企業的資本密集度，也意味著生產要素在企業間的流動。通常情況下，資本密集度越高的企業越有進行技術創新的實力，勞動密集度更高的企業在人力資本方面占有優勢。(5)資本流動性(Liquid)。外資企業入駐中國受到中國資本市場的融資約束影響，而這依賴內部融資渠道，因此，企業資本流動性會影響全要素生產率。

二是影響外資比例的變量。(1)研發強度(R&D)，以企業研發投入強度來體現外資企業技術優勢。(2)管理費用(Control)，管理費用除以對應的四位代碼行業管理費用加總可以得到。(3)銷售費用比例(Market)，銷售費用除以對應的四位代碼行業銷售費用加總可以得到。這一方式可以避免行業內生性的影響。(4)廣告費用比例(Ad)，廣告費用除以對應的四位代碼行業廣告費用加總可以得到。

三是影響TFP的其他因素。(1)時間變量(Year)，以年份為界定義。(2)地區變量(Middle、West)以常用分類方式將企業所屬地域劃分為東部、中部、西部三大地區。(3)行業變量，企業所屬行業是否為資本密集行業(Capital)。

表1 相關變量定義

(三)數據說明

企業層面的數據通常采用中國上市公司數據庫與中國工業數據庫的數據。考慮到上市公司樣本的特殊性和樣本容量的缺陷，同時上市公司數據僅提供前十大股東的持股信息，而非全部股東的持股情況(這意味著在公司股權分散狀況下難以正確估計公司整體的持股結構情況)，本文利用中國工業數據庫的企業數據(郭于瑋 等,2016)。該數據庫所覆蓋的企業總產值占中國工業總產值的90%以上，樣本數量充足，且比上市公司數據更具有普遍性。

研究所使用的數據時間區間介于1998年到2007年之間，選擇該時間段數據的主要原因在于：一是該數據從1998年開始收集，而且數據時間跨度涵蓋2001年中國加入世界貿易組織前后，從而將中國外資政策制度前后變化影響考慮在內；二是2007年后的中國工業企業數據中缺失的外商資本金是本文所需的關鍵變量，因此數據截至2007年。在剔除總資產或固定資產凈值缺失的觀察值、不符合會計原則的樣本、不滿足規模以上的樣本(即符合職工人數小于30人、主營業務收入少于500萬元、固定資產年平均凈值小于1000萬元三個條件之一)后(謝千里 等,2008)，企業全樣本數為2228725個，剔除缺失值后外資企業共385901個，樣本涵蓋外商投資企業、外商投資股份企業、港澳臺投資企業、港澳臺投資股份企業。

五、基準檢驗

本節對外資比例影響企業全要素生產率的關系進行初步判斷，并建立外資企業控制組與對照組，通過反傾向得分匹配方法篩選樣本，以加強檢驗結構的可靠性。并在下節就外資比例如何影響TFP的微觀機制進行探討。

(一)基準回歸結果

表2的估計結果顯示：不論是加入控制變量還是引入固定效應，外資比例提升對企業全要素生產率的影響顯著為正。從控制變量的估計結果看，企業規模對TFP的影響均顯著為正，規模越大的企業在發展過程抵抗外在沖擊的能力越強，但相對外資比例影響要弱。而經營時間的作用呈現倒“U”形分布狀態，這意味著企業起初較為穩定的經營有利于外資企業深入了解市場，但隨著企業在東道國的發展，企業全要素生產率增速趨于穩定，企業績效的改善空間也會逐漸變窄。資產負債率給TFP帶來負面影響，而企業流動性卻帶來正面影響。之所以出現這一情況，這是由于企業固定資產過多，阻礙了資本的快速流動，從而降低了企業生產效率。

表2 初步回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；括號中為經過異方差穩健性標準誤計算的t統計量；列(1)—(3)是因變量為Ln tfpop9時的回歸結果，列(4)—(6)是因變量為Ln tfpop15時的回歸結果。

(二)PSM匹配結果

在使用普通最小二乘法對外資比例進行回歸后，如何進一步提高結果的穩健性是接下來實證的目的，這是因為：一方面，盡管本文選取三個方面的控制變量進行回歸，但僅僅利用OLS方法仍然可能存在遺漏變量的問題，從而難以完全分離出導致企業全要素生產率變化的其它因素；另一方面，樣本的選擇偏差問題也依然存在。OLS回歸方法通常假定有足夠多的控制變量被控制，在此種假定下，獨資企業與合資企業帶來的影響并未得到區分，所得結果也存在不合理性，因此本文使用反事實匹配的方法，通過控制兩組企業其它特性相同的方式，檢驗外商選擇獨資或合資是否影響企業全要素生產率，以增強結果的穩健性。

1.PSM基礎匹配結果

由于使用中國工業企業數據庫1998—2007年的企業數據，其中每一年數據庫包含的企業樣本均有差異，因此本文僅使用一般Probit模型按照1∶1最小距離進行匹配。同時，為排除樣本量大小對系數的影響，研究過程中按照1∶3最小距離進行匹配，匹配后處理效應如表3所示。表3結果顯示，1∶1匹配與1∶3匹配的處理效應以及差距相似。經過傾向得分匹配后，處理組的平均處理效應為6.57%，且T值在1%顯著性水平下完全顯著，解決自選擇問題后獨資企業與合資企業仍存在10%、3%的差距；基于處理組效應的差距變化為1.47%、0.41%，這表明外資比例不同的確會使企業全要素生產率出現顯著差異。

Smith et al.(2005)認為，通過計算處理組企業與控制組企業基于各匹配變量的標準偏差(standardized bias),可以進行匹配平衡性檢驗。兩組企業基于控制變量X的標準偏差為：

(5)

一般而言，標準偏差的絕對值小于20%，則可以認定為匹配是有效的(Rosenbaum et al.,1985)。本文的各匹配變量標準偏差的絕對值均小于20%，因此可以認為本文選取的匹配變量是合適的，配對結果是可信的。

2.剔除后限制性或禁止準入行業政策影響

為保護幼芽型產業與特殊性產業，中國政府通常對相關方向的外資企業設立限制性準入或禁止準入門檻。2002年，國家發改委與商務部實施《外商投資產業指導目錄》，將限制類措施減少到75條，到2017年減少到63條，以鼓勵外資企業入駐。為避免此前限制性準入與禁止準入行業對結果的影響，本節按2002年目錄細項將該部分行業內的企業進行剔除，結果見表3。比對表3的剔除前與剔除后的PSM匹配結果發現，前后控制組與對照組間都存在差距，但剔除后差距稍有擴大，這意味著，排除這一政策影響后，獨資企業與合資企業間樣本匹配后的企業全要素生產率差別更為明顯。這一結論有助于后續進行研究。

表3 外資企業基礎匹配結果和剔除限制性/禁止準入影響后匹配結果

注：因篇幅限制，表中未報告匹配前處理效應。

(三)匹配后回歸結果

以1∶1匹配后的樣本進行回歸分析，結果見表4。從中可知，外資比例對全要素生產率的影響仍為正，且系數有所增大。該結果也進一步證實:獨資模式對企業全要素生產率的促進作用毋庸置疑。

表4 匹配后樣本回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；括號中為經過異方差穩健性標準誤計算的t統計量；列(1)—(3)是因變量為Ln tfpop9時的回歸結果，列(4)—(6)是因變量為Ln tfpop15時的回歸結果。

六、機制檢驗

本節加入企業所有權優勢與外資比例的交互項，就獨資企業是否通過技術(R&D)、內部管理(Control)、營銷(Market、Ad)三大機制提升TFP展開實證檢驗，具體見表5。

表5 機制檢驗結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；括號中為經過異方差穩健性標準誤計算的t統計量；列(1)—(4)是因變量為Ln tfpop9時的回歸結果，列(5)—(8)是因變量為Ln tfpop15時的回歸結果。

由表5可知，以兩種不同測算方法下的TFP為因變量的回歸結果發現，當企業選擇獨資模式時，研發投入相對企業銷售收入越大，企業對技術研發也越重視，轉化得到的企業生產率越高。獨資企業的技術直接來源于公司總部，其技術水平領先市場平均水平，且獨資模式下不存在內部技術轉移的問題，技術防衛成本較低，增加研發投入會給企業帶來比較可觀的收益。當管理費用比例提高時，獨資企業決策效率提升，執行也更加高效。獨資企業由于掌握關鍵資源的全部剩余控制權，從而避免了可能因目標或利益不一致產生的分歧與沖突，而獨資企業花費的相對管理費用越多，內部行動的效率也更加高效，決策質量也更高，最終企業績效提升明顯。獨資企業銷售費用率和廣告費用率越高，即對市場銷售越加重視，企業生產率受到銷售帶來的直接或間接的正向推動作用也越顯著；但由于廣告費用占比較低，產生的效果不及銷售投入，這與此前的分析也相符合。另外，獨資企業母公司通常發展較為成熟，技術創新也卓有成效，因此獨資企業進駐東道國可以直接復制原有的技術模式。對企業而言，加大營銷投入比發展技術在初期的效果要更加明顯。綜上分析，三大機制的正向效應均得到驗證，而企業優勢對TFP的促進作用大小則依次是銷售優勢、內部管理、技術優勢、廣告優勢。這一結論為中國政府制定提高合資企業效率的舉措提供了經驗支撐。

七、擴展分析

(一)基于地區、行業的異質性檢驗

本節基于以上估計結果就不同地區與不同行業展開異質性檢驗，檢驗過程加入地區(Middle、West)、是否屬于資本密集行業(Capital)等變量，具體變量含義已于前文詳述。由表6可知，在地區層面，TFP提升效應程度依次是西部地區、中部地區、東部地區。這主要是由于東部地區經濟較為發達，企業市場內競爭激烈，外商獨資模式帶來的生產率效應提升幅度有限，而中西部地區因獨資企業較少，采用獨資模式的TFP提升效果明顯、迅速。在行業層面，資本密集型獨資企業的全要素生產率更高，其主要原因是：資本密集型企業資本投資比例高，采用獨資形式時，企業通過技術、內部管理、銷售等機制可以實現高效的資本運作，TFP的提升效應顯著。

表6 地區、行業的異質性檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；括號中為經過異方差穩健性標準誤計算的t統計量；列(1)—(2)是因變量為Ln tfpop9時的回歸結果，列(3)—(4)是因變量為Ln tfpop15時的回歸結果。

(二)入世的影響

為消融亞洲金融危機帶來的寒冰，1997年中國政府曾對《外商投資產業指導目錄》進行第一次修訂，對外資企業執行更加優惠的稅收政策。2001年11月，中國成功加入世界貿易組織(WTO)。為促進中國對外貿易發展，2001年后中國對外商的引資政策發生變化，導致外商在華直接投資總量迅速增長。2002年4月，中國再次對《外商投資產業指導目錄》進行相應修訂，修訂后的新目錄積極鼓勵外商來華投資，其中鼓勵類條款由186條增加到262條，限制類條款由112條減少到75條，并允許外資參與國有企業改革。為觀察入世產生的TFP效應變化，本節加入WTO變量，2001年前定義為0，2001年后定義為1。表7結果顯示，在入世后，獨資企業全要素生產率正向增長效應要更加明顯。這是由于放寬外資準入政策，放松或取消股份比例限制，除少數資源性、戰略性制造業領域外，大部分制造業領域都已允許設立外商獨資企業，而且逐步取消廣告、分銷、租賃、貨運代理等部分服務業的獨資限制政策，最終相關制造業企業、服務業企業以及其上下游企業都可以從中獲利。

表7 加入WTO前后的影響

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；括號中為經過異方差穩健性標準誤計算的t統計量。

八、結論及政策建議

本文基于1998—2007年中國工業企業數據庫中38萬余家外資企業的數據，計量分析了外商獨資與否對企業全要素生產率的影響，得出以下結論：首先，外資比例與企業全要素生產率間存在顯著的正向關系。其次，獨資企業的所有權優勢傳導機制得到證實，即當獨資企業研發比例越高、內部管理強度越大、銷售與廣告投入比率越大時，TFP將得到相應提升。再次，外商獨資企業的生產率提升效應在地區、行業方面都存在差異性：在地區異質性方面，TFP提升效應在西部地區最為明顯；在行業異質性方面，TFP提升效應在資本密集型行業表現得最為顯著。此外，在加入世界貿易組織后，外資企業的企業生產率提升效應也更加明顯。

針對以上結論，本文提出如下政策建議：

(1)加快中國對外開放的步伐，完善外商投資環境，鼓勵外資企業入駐中國，進一步縮減負面清單，促進內外資企業公平競爭。

(2)合理制定外資放寬準入政策，鼓勵國內適度放松對敏感性行業企業管制，以引入優秀外商獨資企業的方式帶動中外合資企業、本土企業的聯動發展，發揮獨資企業的“沙丁魚效應”。

(3)推動合資企業在國內高度限制性準入行業大力發展，充分利用本土區域優勢，占領市場高地。

(4)東部地區相對發達，而中西部地區經濟較落后，外資企業未來上升空間較大，政府可適當提高外資企業“入西”政策優惠，由獨資企業帶動民營企業發展，實現跨地域范圍的聯動效應。

(5)在華發展的獨資企業應合理利用所有權優勢，在進入市場初期，可以通過增加銷售投入與廣告投入迅速打開東道國市場，以此樹立良好品牌形象；鞏固市場地位后，提升研發費用率，重視企業內部管理，促使企業完成高質化轉變。