外資自由化與中國制造業企業生產率

李 平 盧 霄

一、引 言

制造業作為國民經濟的主體，其生產效率直接關系中國經濟增長的速度和質量，然而國內勞動力成本的不斷上升和國際經濟形勢的不確定性增加對我國制造業發展形成巨大挑戰，如何提高制造業企業生產率是當前迫切需要研究的理論和政策問題。封閉條件下，全要素生產率(Total Factor Productivity，TFP)的提升主要通過優化一國內部勞動和資本等生產要素的配置和改善資源錯配來實現(Ramous 等，2014)。在開放條件下，資源可以通過外商直接投資(Foreign Direct Investment，FDI)等方式在全球范圍內進行優化配置，進而實現TFP 的提升(孫浦陽和彭偉瑤，2014)。近年來，伴隨著中國日益開放的市場體系和不斷完善的投資環境，更多的跨國公司開始在中國尋求發展機會，特別是伴隨著《外商投資產業指導目錄》(以下簡稱《目錄》)的多次修訂和市場準入負面清單的實行，中國的FDI 更是取得了前所未有的繁榮。2019 年3 月15日，十三屆全國人大二次會議通過的《中華人民共和國外商投資法》，秉承對內外資企業一視同仁、平等對待的原則，給予外資企業國民待遇，新外商投資法的頒布標志著國家開始由關注FDI 數量向關注FDI 質量的轉變，這有助于吸引高質量外資持續投資中國市場，促進外商投資主體多元化、投資領域多樣化和投資產業結構合理化。據國家統計局數據顯示，中國實際利用FDI 金額從1978 年近乎為零增長至2018 年的1349.67 億美元，吸引外資規模實現了每年千億美元的飛躍，自1993 年以來連續26 年居發展中國家和地區首位，成為吸引FDI 大國。那么作為國際先進生產要素的重要載體之一，如此大量的FDI 進入能否起到提高中國制造業企業生產率的作用？外資來源地的不同及制造業企業存在的異質性是如何影響企業獲取源于外資自由化政策的效率紅利？外資自由化政策對于中國制造業企業生產率的影響渠道有哪些？關于這些問題的思考和回答，對于中國制定科學合理的引資政策、推進中國供給側結構性改革和做強實體經濟具有重要的現實意義。

為了解答以上問題，本文基于2002 年中國政府對《外商投資產業指導目錄》的修訂所引發的外資自由化這一準自然實驗①《目錄》自1995 年首次提出以來，分別經歷了1997 年、2002 年、2004 年、2007 年、2011 年、2015 年和2017 年的修訂。鑒于本文的樣本期間是1998—2007 年而《目錄(2007 年修訂)》于2007 年12 月起正式實施，因而本文研究期間主要經歷了2002 年和2004 年兩次調整。中國為了履行加入WTO 時所做的承諾，2002 年《目錄》修訂相較于1997 年《目錄》修訂幅度更大，2004 年《目錄》修訂是在2002 年《目錄》基礎上的稍微調整，具體變動情況可參考蔣靈多等(2018)的文獻。因此，本文選取2002 年作為外部政策沖擊發生的年份。，采用1998—2007 年中國工業企業數據并使用雙重差分法實證分析外資自由化對中國制造業企業生產率的微觀影響效應及其作用機制，并且從外資來源地與內資制造業企業異質性角度考察外資自由化政策的實施效果。本文的創新和可能的貢獻主要在于:第一，在研究視角上，本文從微觀層面系統探討外資自由化這一制度開放政策對中國制造業企業生產率的影響效應及其作用渠道，有助于更全面地揭示中國制造業企業生產率提升的驅動因素，同時有助于完善有關評估外資自由化“生產率效應”②外資自由化的“生產率效應”是指“技術知識”和“其他非技術信息”通過外資自由化政策促進內資企業生產率的提升。的文獻。第二，在研究方法上，本文基于中國政府在2002 年對《目錄》的大幅度修改這一準自然實驗，使用雙重差分法進行實證檢驗，能夠有效解決內生性問題。第三，進一步從多個方面考察外資自由化對中國制造業企業生產率的異質性影響，并探究不同來源地FDI 與異質性制造業企業在獲取源于外資自由化政策紅利方面的內在機制，這有利于指導中國今后的引資政策，從而為制造業企業提質增量提供有益的理論支持。

二、文獻綜述

與本文密切相關的已有研究主要有以下兩類:一類是研究FDI 經濟效應的文獻，另一類是考察中國制度變化對內資制造業企業生產率影響的文獻。本部分將主要從這兩個方面對已有文獻進行綜述。

對FDI 經濟效應的研究大部分集中于FDI 的溢出效應。譚毅和張世賢(2011)將FDI 溢出路徑歸納為模仿效應、競爭效應、人員流動效應和前后向關聯效應四類。大量文獻已經證明，FDI 不僅會促進同行業內企業生產率的提高(Haskel 等，2007；傅元海等，2010)，而且會通過上下游關聯帶來垂直技術溢出效應，進而提高行業間企業生產效率(Lin 等，2009；Javorcik，2004)。但是，有些學者認為FDI 的溢出效應并非都是正向的，例如Lu 等(2017)利用1998—2007 年中國工業企業面板數據的研究結果發現，FDI 的大規模進入給同行業內資企業所帶來的負向競爭效應大于正向集聚效應，最終降低了內資企業生產率。因此，FDI 技術溢出效應可能是有條件的，會受到外資股權結構(Abraham 等，2010)、行業技術水平(Keller 和 Yeaple，2009)、金融市場(Alfaro 等，2004)及技術差距(蔣殿春和張宇，2006)等因素的影響。此外，一些學者認為跨國公司對發展中國家的投資是一個內生過程，這一問題也可能是造成FDI 溢出效應不確定的原因之一(Lu 等，2017；孫浦陽等，2015)。

近年來，隨著微觀數據可獲得性的增加，國內開始涌現出關于研究“中國制度變化對企業生產率影響”的文獻。已有文獻主要從最終商品貿易自由化(余淼杰，2011)、中間產品貿易自由化(毛其淋和許家云，2015)、環境規制(李斌等，2013)、服務業改革(周念利，2014)、國產化政策(譚詩羽等，2017)及產業集聚(張海峰和姚先國，2010)等方面來捕捉促進制造業企業生產率提升的“制度”因素。同時，值得注意的是，以外資開放為代表的外資自由化政策得到更多學者的關注。然而，目前的相關研究主要集中在外資自由化對企業創新(毛其淋，2019a)、產能過剩(楊光和孫浦陽，2017)、僵尸企業處置(蔣靈多等，2018)及企業出口(孫浦陽等，2015)等方面，從外資來源地與制造業企業異質性角度考察中國政府實施的外資自由化政策對制造業企業生產率的影響效應及內在作用機制的文獻還有待完善。

綜上所述，已有研究尚存在以下幾點不足:(1)在FDI 經濟效應方面，雖然國內外學者已經對FDI 的技術溢出效應進行了深入研究，但其結論不一致，并且沒有很好地將FDI 流入看作是外生變量，由中國制度變化帶來的FDI 大規模進入對中國制造業企業的影響有待進一步的實證檢驗。(2)在中國制度變化方面，已有文獻對于外資自由化與內資制造業企業生產率關系的探討比較缺乏，鮮有學者對外資自由化影響內資制造業企業生產率的內在機制進行系統梳理和實證檢驗。(3)精確把握外資來源地的不同及內資企業異質性，有助于我們全面探究外資自由化政策的微觀經濟影響和實施效果。因此，外資來源地及內資企業異質性是如何影響內資企業獲取來自外資自由化政策的效率紅利？其內在作用機制是什么？這無疑是需要我們重點關注的問題。遺憾的是，大多數已有文獻對于這一問題并未給出全面闡釋甚至不予解釋，這可能會使政策實施效果缺乏說服力。上述問題的解決，對于優化我國利用外資結構、提升我國制造業企業生產效率至關重要，本文希望在以上方面有所突破。

三、模型設定與數據來源

（一）模型設定

為了考察外資自由化政策對中國制造業企業生產率的影響效應，我們將中國政府在2002 年對《目錄》的修訂而引致的外資自由化作為準自然實驗，采用雙重差分法進行實證估計，基準雙重差分模型設定如下:

其中，下標i 代表企業，下標j 代表四位碼行業，下標t 代表年份。因變量ln TFPijt為全要素生產率對數值，采用LP 法衡量，該方法是由Levinsohn 和 Petrin(2003)提出的一種半參數方法，使用中間投入品作為不可觀測的企業生產率的代理變量，從而能夠有效克服TFP 測算過程中面臨的同時性偏差問題。T reatj是分組虛擬變量，用于識別發生政策變動的四位碼行業，我們將外資開放程度提高的行業作為處理組，賦值為1；將外資開放程度不變的行業作為對照組，賦值為0①參考Lu 等(2017)的文獻。。P ost 02t是時間虛擬變量，用于識別外資放松政策的沖擊時間，其中2002 年及其之后的年份取1，而2002 年之前的年份取0。T reatj× Post02t前的估計系數 α1是需要著重關注的對象，它描述了外資管制放松對制造業企業生產率的影響方向和程度。當α1＞0 時，說明在2002 年新修訂的《目錄》實施后，外資開放程度提高的制造業行業中企業生產率提高幅度大于外資開放程度不變的行業的生產率提高幅度，也就是說外資自由化政策有利于制造業企業生產率的提高，反之則說明外資自由化政策抑制了企業生產率的提高。將誤差項分為 μi、μt和 εijt三部分進行考察，其中 μi為企業固定效應，用于控制不隨時間變化的企業特征；μt為年份固定效應，用于控制不隨企業變動的時間效應；εijt為用于控制其他特定異質效應的隨機擾動項①與DID 基本模型設定不同的是，本文模型中并不包含Treat 和 02Post 單獨兩項，這是因為在多期雙重差分法中個體固定效應項和時間固定效應項已經能夠捕捉到這兩項的效應(周茂等，2018)。。控制變量X 包括企業規模(Firmsize)、企業年齡(Firmage)、企業出口密集度(Firmexp)、企業流動性(Firmflu)、國有企業虛擬變量(Statedum)、國有企業改革(Statereform)、行業競爭程度(HHI )。

（二）數據來源

本文研究的基礎數據來源于由國家統計局負責維護的1998—2007 年③本文采用的數據區間是1998—2007 年，可能會存在樣本數據舊的問題，但是由于本文主要利用雙重差分法考察外資自由化政策對中國制造業企業生產率的影響效應，因此只要保證樣本期間包含外資管制約束顯著放松的年份(這里是2002 年)即可。當然，樣本期間包含2002 年之后的時間段越長越好，然而這對于本文的研究影響不大，因此基于數據的可得性和穩健性，本文將樣本期間定在1998—2007 年。中國工業企業數據庫，其包含了全部國有企業及規模以上非國有工業企業。由于本文以制造業企業為研究對象，所以在原始樣本中刪除掉“采礦業”“電力、燃氣及水的生產和供應業”數據。考慮到中國在2002 年頒布了新的《國民經濟行業分類》并于2003 年開始正式實施，為了保證樣本研究期間行業代碼的一致性，本文根據Brandt 等(2012)對中國工業行業分類(CIC)4 位碼進行調整，調整后的制造業4 位碼行業有482 個。針對工業企業數據庫中樣本匹配混亂、變量值異常、測度誤差明顯、指標存在缺失和變量定義模糊等嚴重問題，本文借鑒Brandt 等(2012)和聶輝華等(2012)的方法，刪除工業總產值、工業增加值、固定資產、從業人員和中間品投入為零或者為負的企業樣本及不符合會計規范的企業樣本；同時為了避免存在樣本選擇問題，刪除員工人數少于8 人的企業樣本。此外，本文使用企業所在地區工業品出廠價格指數來平減工業增加值，使用固定資產投資價格指數來平減固定資本存量，使用工業生產者購進價格指數來平減中間品投入，于是樣本中所有名義變量都是以1998 年為基期的實際變量。最后，由于本文的研究對象是內資企業，于是借鑒路江涌(2008)的做法，將25%的外資占企業股權的比例作為劃分內資企業和外資企業的界限，低于這一比例的企業為內資企業。

四、實證結果分析

（一）基準回歸

本部分主要考察外資自由化對中國制造業企業生產率的影響效果，基準回歸結果報告于表1。表1 第(1)列只控制了企業固定效應和年份固定效應，我們發現交互項Treat ×Post 02的估計系數顯著為正，這意味著外資管制放松行業(即處理組)的企業生產率相比較于外資管制程度不變行業(即對照組)的企業生產率有更大幅度的上升，表明外資自由化政策有利于中國制造業企業生產率的提高。表1 第(2)列在此基礎上控制了企業層面的影響因素，在控制了企業層面的影響因素后，交互項 Treat ×Post 02的估計系數依然顯著為正，這再次證明外資自由化可以顯著提升中國制造業企業生產率。從控制變量的回歸結果可以看出:企業規模(Firmsize)的估計系數顯著為正，這可能是因為大規模企業更有可能通過發揮規模經濟的優勢提升企業生產率。企業年齡(Firmage)的估計系數顯著為負，對此可能的解釋為年長企業往往存在“路徑依賴”，這導致企業創新動力不足，最終使年長企業與新進入市場的企業相比表現出較低的生產率。企業出口密集度(Firmexp)的回歸系數顯著為負，這一結果恰好與中國企業存在的低價出口悖論現象相吻合(盛丹和王永進，2012)。企業流動性(Firmflu)的回歸系數顯著為正，這可能是因為流動資產占比越多的企業越有能力應對和處理外界的負面沖擊，有更加充足的資金做出提升企業生產率的行為。此外，我們還發現國有企業具有較低的生產率，這主要是由于國有企業的低效率和無效的激勵機制所導致。表1 第(3)列進一步控制了行業層面的控制變量，我們觀察到，HHI 的估計系數顯著為負，這意味著內資制造業企業生產率的提高與競爭性的市場結構密切相關。同時，交互項Treat ×Post 02的估計系數依然顯著為正，這再次說明，外資自由化政策能夠顯著提高中國制造業企業的生產率。具體地，外資管制放松的行業中制造業企業生產率比外資管制程度不變的行業額外提高了5.7%。

此外，本文注意到中國在1998 年至2003 年加快了國有企業改革步伐，為了避免該改革措施可能對實驗結果產生的影響，我們對該項改革措施進行控制，結果報告于表1 第(4)列。回歸結果顯示，國有企業改革顯著促進了制造業企業生產率的提高。值得注意的是，此時交互項的估計系數顯著為正，即外資自由化對制造業企業生產率的提高作用不受其他政策干擾。最后，考慮到一些非觀測的地區層面的因素可能會對中國制造業企業生產率造成影響，于是第(5)列繼續加入“地區×年份”固定效應以控制所有地區層面隨時間變化因素的影響，后續的實證分析中均對此進行控制。此時，交互項的估計系數仍然顯著為正，這再一次驗證了本文的核心結論:外資自由化政策顯著促進了中國制造業企業生產率的提高。

表1 基準回歸結果

（二）雙重差分法設定的有效性檢驗

1. 預期效應

為了保證外資自由化政策實施的外生性，我們在基準雙重差分模型(1)的基礎上引入 Treat × Post01來檢驗企業是否存在預期效應，這里 Treat × Post01表示2002 年《目錄》修訂前一年的時間虛擬變量。如果這一新的交互項的估計系數顯著不為0，那么意味著制造業企業在2002 年之前就已經形成了提高自身生產率的預期，會導致雙重差分法的估計結果出現偏誤。加入新交叉項 Treat × Post01之后的估計結果報告于表2第(1)列，我們發現這一項的估計系數不顯著且很小，說明預期效應不存在。表2 第(2)列在此基礎上引入交互項 Treat × Post00，其中 Treat × Post00表示《目錄》修訂前兩年的時間虛擬變量，結果顯示交互項 Treat × Post00的估計系數仍然不顯著。上述檢驗結果表明，內資企業在2002 年《目錄》修訂之前并沒有形成提升自身生產率水平的預期，同時可以觀察到，在考慮到可能的預期效應的情況下，核心變量 Treat × Post02的估計系數仍然顯著為正。

2. 同趨勢性假設檢驗

同趨勢性假設是使用雙重差分法最重要的前提之一，即要求在沒有外生政策沖擊的情況下，處理組和對照組的結果變量(這里是企業生產率)應按照相同的趨勢發展。為了對此進行檢驗，我們將基準雙重差分模型中政策沖擊時間虛擬變量 Post 02替換為各年份時間虛擬變量(剔除首年以避免多重共線性)，然后再進行估計，表2 第(3)列報告了回歸結果。從其中可以看出，2002 年之前年份的估計系數不顯著，2002 年及其之后年份的估計系數顯著為正，這說明在2002 年《目錄》修訂之前處理組和實驗組制造業企業生產率的變化滿足同趨勢性假設。

3. 兩期雙重差分法估計

以上研究都是在多期雙重差分法的基礎上進行的，但是Bertrand 等(2004)認為多期雙重差分法可能會因為存在序列相關問題而高估 Treat × Post02的顯著性水平。于是，我們以2002 年這一政策沖擊發生年份作為界限，將樣本期間劃分為1998—2001年與2002—2007 年這兩個階段，然后分別對這兩個階段中所有企業的變量求算術平均，進而采用兩期雙重差分法模型進行估計，估計結果報告在表2 第(4)列。此時，交互項 Treat × Post02的估計結果顯著為正，這說明外資自由化能夠顯著提高制造業企業生產率的核心結論依然成立。

4. 安慰劑檢驗

在本部分我們進行安慰劑檢驗，使用中國在2002 年修訂《目錄》之前(即1998—2001 年)的樣本進行回歸估計，結果報告在表2 第(5)列。此時，Treat 前的回歸系數不顯著，這正好符合我們的預期，即我們所選取的實驗組和對照組具有很好的可比性。

表2 雙重差分法估計的有效性檢驗結果

續表2

5. 控制產業時間趨勢檢驗

考慮到行業內某些無法觀測的產業特定因素可能會對企業生產率產生影響，如果忽視這些產業特定因素，可能會導致雙重差分法的估計結果出現偏誤。于是，我們借鑒Liu 和 Qiu(2016)的做法，將產業特定的時間趨勢項(即αi×t)作為額外的控制變量加入雙重差分法模型進行估計，以此檢驗無法觀測的產業特定因素是否會對本文估計結果帶來實質性影響，估計結果報告于表2 第(6)列。此時，交互項的估計系數仍然顯著為正，這說明在控制產業時間趨勢之后外資自由化政策仍然會對制造業企業生產率產生顯著提高作用。

（三）穩健性檢驗

前文得到的核心結論是:外資自由化顯著提高了中國制造業企業生產率。為了保證所得結論的穩定性和可靠性，下面將從核心指標的再度量及內資企業識別標準方面進行穩健性檢驗，估計結果見表3。

表3 穩健性檢驗結果

1. 企業生產率的另一種度量

這里，我們采用OP 法對企業生產率進行再測算，表3 第(1)列報告了這一回歸結果，此時交互項的估計系數顯著為正，說明外資自由化顯著提高了中國制造業企業生產率。

2. 對時間虛擬變量 Post 02重新賦值

考慮到《目錄》(2002 年修訂版)的具體實施日期是2002 年4 月1 日，為了保證估計結果的精確性，我們借鑒Lu 等(2017)的做法，將2002 年賦值為3/4，2002 年以后及以前的年份分別賦值為1 和0，估計結果報告在表3 第(2)列。從其中可以看出，核心解釋變量 Treat × Post02的估計系數仍然顯著為正，這說明外資自由化能夠顯著提高中國制造業企業生產率的核心結論沒有改變。

3. 對分組虛擬變量Treat 進行重新賦值

考慮到外資管制放松政策對處理組樣本即外資開放程度提高的行業存在政策差異，本文借鑒蔣靈多等(2018)的做法，對 Treat _new 的賦值方法如下:對比1997 年的《目錄》和2002 年的《目錄》，對于外資開放程度不變的行業仍然賦值為0；而對于外資開放程度提高的行業，若行業開放程度躍升1 級(如由禁止類轉為限制類)則賦值為1，若行業開放程度躍升2 級(如由禁止類轉為允許類)則賦值為2，若行業開放程度躍升3 級(如禁止類轉為鼓勵類)則賦值為3，具體賦值情況見表4。從其中可以看出主對角線以下的部分都是屬于外資開放程度增加的情況。表3 第(3)列報告了其具體回歸結果，我們注意到，在考慮外資管制放松政策的差異后，核心解釋變量 Treat ×Post02的估計系數仍然顯著為正，這說明外資自由化政策確實能夠顯著提高內資制造業企業生產率。

4. 重新識別內資企業

在基準回歸中我們借鑒路江涌(2008)的做法，將25%的外資占企業股權的比例作為劃分內資企業和外資企業的界限，低于這一比例的企業為內資企業。在本部分，我們嘗試分別將企業股權結構中外資比例小于35%和50%的企業界定為內資企業，回歸結果報告在表3 第(4)列和第(5)列。值得注意的是，在以不同的外資資本金比重重新界定外資企業之后，T reat ×Post 02的估計系數顯著為正，即回歸結果依然穩健。

表4 Treat_new 取值情況矩陣

五、外資自由化對制造業企業生產率的異質性影響

通過上面的實證分析可以發現，外資自由化政策顯著提高了中國整體制造業企業的生產率水平。但是，由于初始稟賦和企業性質的顯著差異，中國制造業企業各具特色，同時外資來源地也不盡相同。在此背景下，外資自由化對制造業企業生產率的影響是否存在差異性呢？對于該問題的探討，有助于國家以后有方向、有依據、有針對性地放松外資管制。對此，本部分將分別從外資來源地、企業所有制、要素投入密集度及企業規模這四個方面對制造業企業進行分組檢驗，以考察外資自由化政策對中國制造業企業生產率的異質性影響，估計結果如表5 所示。

表5 異質性影響效應

（一）外資來源地

外資可能根據來源地的不同特征對中國制造業企業的影響具有明顯差異性。因此，我們按照不同來源地將外資分為兩類:一類是來自我國的港澳臺地區的外商直接投資，另一類是來自其他國家的外商直接投資。表5 第(1)列、第(2)列報告了不同外資來源地條件下外資自由化政策對內資制造業企業生產率的影響。其結果表明，在來自我國的港澳臺地區外資的企業子樣本回歸中，交互項的估計系數數值為負但不顯著；在來自其他國家外資的企業子樣本回歸中，交互項的估計系數數值較大且顯著為正。這意味著，外資自由化政策對來自不同地區和國家的外資確實產生了差異性影響，即來自其他國家的外資更有利于促進制造業企業生產率的提高，而來自我國的港澳臺地區的外資對制造業企業生產率產生了微弱的負向影響。

導致上述結果的背后機制可能有以下兩個方面:第一，在水平溢出方面，由于來自我國的港澳臺地區的外資企業與中國內資企業在語言、文化、習俗等方面具有很大的相似性，因而其生產的產品與中國內資企業之間存在更為激烈的競爭關系，由此可能產生負向競爭效應，甚至可能會擠出同行業內資企業。同時，來自其他國家的外資企業以西方發達國家企業為主，相對于來自我國的港澳臺地區的外資企業而言擁有更加先進的技術和管理經驗，因而其產生的正向示范效應更強，內資制造業企業從外資企業的正向示范效應中能獲得更多有益啟示，有利于企業創新水平的提高，進而有利于促進企業生產率的提高。第二，在垂直溢出方面，由于來自我國的港澳臺地區的外資企業以出口加工貿易為主，因此其相比于來自其他國家的外資企業在與上下游內資企業業務聯系的密切度方面能力較弱(Lin 等，2009)。同時，來自其他國家的外資企業通過與中國內資企業緊密的業務聯系，分別將先進的技術、管理經驗與高質量、多種類、更便宜的中間投入品提供給上下游內資企業(毛其淋和許家云，2018)，這不僅有利于提高上游內資企業的創新能力，而且有利于降低下游內資企業的生產成本，進而能夠促使內資制造業企業生產率提高。

（二）企業所有制

前文在基準回歸中得到的結論是基于中國所有制造業企業數據，考察的是外資自由化政策對中國所有內資制造業企業生產率的平均影響，但是中國的國有企業和民營企業無論是在政策扶持、資金融通方面還是在經營狀況方面都存在顯著差異。因此，將中國內資企業按照企業所有制性質劃分來分別考察外資自由化政策對國有企業和民營企業生產率的影響具有重要意義。表5 第(3)、(4)列報告了外資自由化對國有企業和民營企業子樣本的回歸結果。在國有企業子樣本的回歸中，交互項的估計系數雖然為正但是不顯著；在民營企業子樣本的回歸中，交互項的估計系數顯著為正。這說明外資自由化政策顯著提高了民營企業生產率，而對國有企業生產率的提升作用有限。

其可能的內在機制為:由于存在信息不對稱，銀行更加愿意將資金借給那些資信狀況良好的國有企業，因此大量民營企業由于在金融市場上融資困難而無法獲得研發資金，企業創新困難，從而導致企業生產率低下，甚至被迫退出市場；同時，資源在國有企業和民營企業之間存在錯配現象，民營企業在獲取優質資源和生產要素方面更加困難。外資自由化政策所引致的外資大規模進入，不僅能夠直接為民營企業注入資金，而且使得民營企業能夠從上游外資企業購買到質量更高、種類更多、價格更低的中間投入品，從而在一定程度上緩解民營企業的融資困難問題，進而提高民營企業生產率。然而，相對于民營企業而言，國有企業能夠享受更多的優質資源，因此缺乏與外資企業建立業務聯系的動力，所獲得來自外資自由化政策的正向促進作用不顯著(毛其淋和許家云，2018)。

（三）要素投入密集度

這里將從要素投入密集度的視角出發，研究外資自由化對制造業企業生產率的異質性影響，借鑒周念利(2014)的方法來識別勞動密集型、資本密集型與技術密集型企業。表5 第(5)列至第(7)列分別報告了以勞動密集型、資本密集型與技術密集型企業為子樣本的回歸結果。其回歸結果表明，在資本密集型企業子樣本的回歸中交互項的估計系數顯著為正，而在勞動密集型和技術密集型企業子樣本的回歸中交互項的估計系數不顯著，表明外資自由化顯著提高了資本密集型企業生產率，而對勞動密集型和技術密集型企業生產率的提升沒有顯著作用，甚至對技術密集型企業產生了微弱的負向影響。

對此可能的解釋為:資本密集型企業更加重視設備等資本品的進口與更新，也更加重視研發創新(張杰和鄭文平，2017；毛其淋，2019b)，FDI 的大規模流入會增加資本密集型企業的資本深化程度并且有助于促進企業創新，進而有助于提高資本密集型企業的生產率水平。隨著中國勞動力成本的增加，流入勞動密集型企業的FDI 數量下降，同時，由于勞動密集型企業大多從事操作簡單、步驟繁瑣的低價代工業務，容易陷入低端鎖定的困境之中，企業生產率難以提升。對于技術密集型企業，一方面，技術密集型企業一般是人才和高新科技的集聚地，學習模仿能力更強，FDI 企業會擔心技術外溢而加強對技術的壟斷，因而東道國技術密集型企業很難從外資自由化政策中獲益；另一方面，中國的技術密集型企業處于發展初期，具有規模小、資金不足、管理體系不成熟的局限性，無法在激烈的市場競爭中與規模龐大、資金充足、管理體系成熟的跨國公司相抗衡，因而會面臨市場份額下降的風險，甚至可能會被擠出市場。

（四）企業規模

表5 第(8)列和第(9)列分別報告了大規模企業和小規模企業子樣本的估計結果。其回歸結果表明:雖然無論是在對大規模企業子樣本的回歸中還是在對小規模企業子樣本的回歸中交互項的估計系數均為正，但是外資自由化對于大規模企業生產率的促進作用更加明顯。

其可能的原因有:相對于規模小的企業，規模較大的企業更有可能通過發揮規模經濟優勢來降低生產成本，從而能夠緩解融資約束和提高企業利潤率；其更有能力購買與更新機器設備等固定資產；大規模企業在資本和人力資源方面占據優勢地位，更有能力進行企業創新活動，這些因素都有可能使外資自由化對制造業企業生產率提高的促進作用更加顯著。

六、進一步分析：外資自由化影響制造業企業生產率的作用渠道

在異質性分析部分，本文分別從外資來源地、企業所有制、要素投入密集度、企業規模這四個角度來探究外資自由化政策實施的效果差異，這對于深入理解外資自由化影響中國制造業企業生產率的內在作用機制具有重要啟發。

（一）企業創新

在從外資來源地和企業規模方面探究中國制造業企業如何獲取來自外資自由化政策的效率紅利時，我們認為外資自由化政策可能會通過促進企業創新進而提高了中國制造業企業的創新水平，并且已有大量文章驗證了企業創新行為能夠提高企業生產率(Amable 等，2016)。受此啟發，本文首先檢驗外資自由化對企業創新行為的影響。借鑒毛其淋(2019a)的做法，采用新產品銷售額加1 后取對數來測算內資企業創新，估計結果報告在表6 第(1)列。從其中可以看出，交互項的估計系數顯著為正，這意味著外資自由化顯著促進了企業的創新行為。其可能的作用機制為:一方面，外資企業大規模進入會通過示范效應、競爭效應和人員流動效應促進企業創新。具體而言，林進智和鄭偉民(2013)認為外資企業為了方便在東道國直接進行研發和產品生產，主要是以投資建廠的形式進入中國，這樣國內企業能夠有機會近距離學習和模仿外資企業帶來的先進技術和管理經驗，從而不斷增強自身的創新能力。同時，外資企業大規模進入會與同行業內資企業形成競爭，激烈的市場競爭倒逼內資企業進行創新以獲取更大的發展空間。此外，在外資企業接受過良好訓練的創新型人才流向內資企業的過程，也能夠為促進內資企業創新發揮重要作用(毛其淋，2019a)。另一方面，外資企業為下游內資企業提供零部件和中間產品，下游內資企業通過吸收、物化零部件和中間產品中的知識與技術能夠提高企業創新能力；同時，外資企業對向其提供中間品和零部件的上游內資企業的嚴格要求和技術支持，會促使內資企業通過“干中學”效應提升自身創新 水平。

（二）資本深化

在分析要素投入密集度是如何影響外資自由化政策“生產率效應”方面，我們認為外資自由化可能會通過增加內資企業資本深化程度進而提高內資企業生產率，同時宋冬林等(2011)認為資本深化帶來的偏向型技術進步是中國制造業企業全要素生產率提升的主要來源。于是，我們進一步分析外資自由化政策對企業資本深化的影響效應。借鑒周茂等(2018)的方法，使用固定資產與全部職工人數的比值來衡量資本深化程度，其中固定資產使用固定資產價格指數進行平減。表6 第(2)列給出了我們的估計結果。從其中可以發現，交互項的估計系數為正，并且通過了10%水平的顯著性檢驗，說明外資自由化能夠顯著提高內資企業的資本深化程度。這可能是因為，外資自由化政策導致外資大規模進入，外資進入為中國內資企業帶來了先進的生產設備(固定資產)和資本，這無疑增加了內資制造業企業的資本密集度。

（三）融資約束

在分析企業所有制對外資自由化政策紅利產生的異質性影響方面，我們認為外資自由化政策可能會通過緩解內資企業的融資約束進而提高了內資企業生產率。同時，葛鵬等(2017)的研究發現，2004—2007 年間融資約束給中國工業企業帶來了32%～38%的總產出效率損失，因而企業面臨的融資約束放松能夠促進制造業企業生產率的提高。鑒于此，在這部分我們檢驗外資自由化對制造業企業融資約束的影響。借鑒洪霞等(2011)的做法，本文采取企業應收賬款占銷售收入的比值來衡量企業融資約束程度，該指標值的大小與企業面臨的融資約束嚴重程度成正比。表6 第(3)列報告了我們的估計結果，即交互項 Treat × Post02的回歸系數顯著為負，這意味著外資自由化顯著緩解了中國制造業企業面臨的融資約束問題。其可能的原因是:外資自由化政策會吸引外資企業大規模進入，這一方面會增加東道國上游行業的市場競爭強度，導致上游中間投入品市場價格的下降，購入這些低價中間投入品的下游內資企業的生產成本會降低，在其他條件保持不變的前提下，內資企業的利潤水平會增加，進而其面臨的融資約束能夠得到緩解；另一方面，為了降低貿易運輸成本，外資企業更加愿意在東道國本地采購中間投入品，因而外資自由化政策會刺激外資企業擴大對上游內資企業所生產的中間投入品的需求，進而內資企業的利潤水平得到提升，這顯然會減弱內資企業面臨的融資約束強度。

同時，表6 第(4)列檢驗了外資自由化對制造業企業利潤率的影響，其中企業利潤率借鑒蔣靈多等(2018)的方法，采用ln[(利潤總額/銷售產值)+1]來衡量。此時，交互項的估計系數顯著為正，這再次驗證了我們上面的結論，即外資自由化有助于提高制造業企業利潤率，進而緩解制造業企業面臨的融資約束。

表6 影響渠道

七、結論與政策含義

在中國政府加快放松外資管制的背景下，探究外資自由化政策對中國制造業企業全要素生產率的微觀影響效應及其作用機制，事關中國經濟的高質量發展。鑒于此，本文基于2002 年中國政府對《外商投資產業指導目錄》的修訂所引發的外資自由化這一準自然實驗，使用雙重差分法進行實證檢驗，同時分析了外資來源地及制造業企業異質性是如何影響企業獲取源于外資自由化政策的效率紅利，并進一步探究了外資自由化政策影響中國制造業企業生產率的內在作用機制。本文的研究結果如下:第一，外資自由化顯著提高了中國整體制造業企業的全要素生產率，這一結論在進行有效性檢驗、替換核心指標測度方法、改變內資企業識別標準的情況下依然成立。第二，對異質性分析后發現，來自其他國家的外資比來自我國的港澳臺地區的外資對制造業企業提高生產率的促進作用更大。此外，外資自由化對民營企業、資本密集型企業及大規模制造業企業對生產率的提升效果更加顯著，而對國有企業、勞動密集型企業、技術密集型企業及小規模制造業企業生產率的影響不顯著。第三，進一步的機制檢驗表明，外資自由化能夠通過激勵企業創新、提高企業資本深化程度、緩解企業面臨的融資約束及提高企業利潤率這四條渠道促進內資制造業企業生產率的提高。

本文的研究對于進一步推進中國外資自由化進程和促進中國制造業企業生產率的提升具有一定的參考價值。對于政府而言，首先應該繼續深化對外開放，探索實行外資準入國民待遇加負面清單管理模式，為外資進入創造便利化條件。其次，通過采取簡化行政審批程序、提高政策法規透明度和重視知識產權保護等措施增強營商環境對外資企業的吸引力。再次，嚴格把控引進外資質量，引進外資原則由“擴大規模”向“提高質量”轉變。最后，對異質性檢驗后發現，來自我國的港澳臺地區的外商直接投資沒有對內資制造業企業產生顯著影響，然而來自我國的港澳臺地區的外資占中國外資總額的比例一直維持在較高水平，2018 年該比例達到67.65%，如何發揮來自我國的港澳臺地區的外資對中國制造業企業生產率的正向促進作用將是本文接下來的研究方向。同時，外資自由化對民營企業生產率的提升效果更加顯著，對技術密集型企業的促進作用不顯著。因此，國家應繼續深化國有企業改革，為民營企業的發展營造良好的市場環境和競爭機制；同時要大力支持技術密集型企業的發展，鼓勵企業創新，培育企業核心競爭力。對于制造業企業自身而言，一方面，要重視企業創新，加大創新研發費用的投入，不斷增強企業創新能力，提高企業創新水平；另一方面，要積極融入中國對外開放的時代大背景之中，通過利用外資實現生產要素在全球的優化配置。