識別外資進入的資源配置效應
——來自中國2002 年外資管制政策調整的經驗證據

康茂楠 劉燦雷 王永進

一、引 言

外商直接投資是中國開放型經濟體制的重要內容，在經濟發展和深化改革的進程中扮演著重要角色。當前，我國經濟發展步入新常態，國家間跨國投資呈現新趨勢，利用外資也面臨著新形勢與新任務，提升外資引進質量與利用外資效率已成為加快產業結構升級、實現經濟跨越式發展的有效途徑之一。2017 年1 月12 日，國務院進一步印發了《關于擴大對外開放積極利用外資若干措施的通知》，圍繞著放寬外資準入限制、營造公平競爭環境、強化地區引資力度三個方面提出二十條措施，為現階段推動高層次“引進來”與高效率利用外資，進而促進整體經濟發展提供了政策支持與導向。

提高資源配置效率、實現要素資源在企業間的充分流動是整體經濟效率提升的關鍵環節，經濟領域的學者們也開始更多地關注資源配置效率在一國經濟發展中的重要作用，認為國家整體效率一方面來自微觀企業自身的生產率水平，另一方面取決于企業間的資源配置效率(Syverson，2004；Hsieh 和 Klenow，2009；聶輝華和賈瑞雪，2011)。Hsieh 和 Klenow(2009)更是指出，中國制造業內部存在著較為嚴重的資源錯配現象，倘若企業間資源配置效率能像美國那樣將資源配置給高生產率企業，我國整體的生產效率將提高 30%～50%。可見，中國制造業內資源誤置問題不容忽視。那么，在當前中國經濟增速放緩、發展模式轉變和構建全面開放新格局的關鍵時期，外商直接投資的大規模進入會對制造業資源配置效率產生怎樣的影響呢？進而如何作用于中國經濟增長呢？對這一問題的系統性考察具有重要的理論價值與現實意義：一方面，若外資進入帶來了積極影響，改善了企業間資源配置效率，則本文研究或許為中國外資管制政策的制定與實施提供新的經驗證據；另一方面，若外資進入產生了明顯的負面效應，抑制了企業間資源配置效率，則本文對其背后扭曲因素的剖析，將會為進一步深化改革提供些許政策依據。

目前已有諸多文獻圍繞上述問題展開研究，一類文獻關注外資進入帶來的市場效應，認為外商直接投資主要通過水平溢出效應(競爭效應、培訓與示范效應)和垂直關聯效應對一國技術進步、研發創新以及經濟增長產生影響(Aitken 和 Harrison，1999；Konings，2001；Javorcik，2004；亓朋等，2008；路江涌，2008；Lin 等，2009；Lu 等，2017)。Aitken 和 Harrison(1999)指出，一方面東道國企業可以通過培訓與示范效應以及更高質量的中間品投入，從外資進入中獲取正向的溢出效應，但另一方面，外資企業強化了市場競爭，攫取了本土企業市場份額，進而不利于其生產效率提升。亓朋等(2008)從行業內、行業間和地區間的角度，發現外資進入對內資企業生產效率的溢出效應主要體現在行業間和地區間方面，而對于行業內的影響并不明顯。Lu 等(2017)以中國 2002 年外資管制的政策調整為外生沖擊，再次識別了外資進入的溢出效應，認為外資競爭顯著降低了本行業內企業的全要素生產率。另一類文獻關注了資源配置效率在一國經濟發展中的重要性，從而基于不同視角對中國資源配置效率的影響因素進行考察。韓劍和鄭秋玲(2014)從政府干預視角發現，政府干預通過保護現有低效率企業，阻礙了資源向高效率企業的流動，進而降低了資源配置效率。蔣為和張龍鵬(2015)指出補貼差異化以及不合理的補貼模式是中國制造業資源配置效率較低的重要因素。Lu和 Yu(2015)考察了中國貿易自由化帶來的進口競爭對企業間資源配置效率的影響。此外，也有學者對資源錯配的程度予以分析(Hsieh 和Klenow，2009；聶輝華和賈瑞雪，2011；龔關和胡關亮，2013)。龔關和胡關亮(2013)在突破規模報酬不變假設的基礎上，發現若資本和勞動要素均實現有效配置，1998 年中國的制造業全要素生產率將提高約57%，而2007 年將提高約30%。

縱觀上述研究不難發現，外資作為我國開放型經濟的重要組成部分，其大規模進入如何影響制造業資源配置效率，鮮有文獻對二者間關系進行考察。理論上，在非完全競爭的市場環境下，假使生產要素資源可以自由流動，大規模外資進入帶來的市場競爭將會擠出低效率企業，由此釋放的生產要素轉而流向高生產率企業，從而改善整體的資源配置效率，促進一國經濟增長(Syverson，2004；Hsieh 和 Klenow，2009)。然而，值得注意的是，在當前中國經濟轉型時期，國有企業和外資企業的自身優勢導致生產要素配置在企業間存在明顯的非對稱競爭。正如張天華和張少華(2016)研究所指出，相較于非國有企業，國有企業享受著較多偏向性政策，使得其資本和勞動過度配置。此外，隨著市場化改革的不斷推進，中國下游行業基本實現了自由競爭，主要由民營企業主導，而上游行業則存在明顯的國有壟斷特征(劉瑞明和石磊，2010、2011)。這種國有企業與民營企業在市場結構方面的非對稱性，不僅限制了高效率民營企業的市場進入，還造成上游行業較高的生產成本，繼而通過產業間的上下游關聯，推高了下游行業的中間品投入價格，阻礙了非國有企業的發展和整體的經濟增長(劉小魯，2005；劉瑞明和石磊，2010、2011；王永進和劉燦雷，2016)。

同既有研究相比，本文的邊際貢獻主要體現在以下三個方面：第一，本文拓展了既有研究視角，基于企業間生產率分布，首次系統性識別了外資進入的資源配置效應。本文借鑒了 Lu 等(2017)對 2002 年外資準入管制政策的識別，采用雙重差分法，在有效控制內生性問題的基礎上，更為準確地考察了外資進入對企業間資源配置效率的影響，為評估外資準入管制的政策效果和引導外資促進我國經濟發展提供了有益借鑒。第二，本文的關鍵改進在于對其背后作用機制的探討。本文在刻畫企業間典型化事實的基礎上，從國企與非國企面臨的非對稱市場結構著手，就外資進入扭曲制造業資源配置效率的機制途徑進行驗證與說明，本文對機制渠道的細致分析，為我國今后更加高效地引進與利用外資提供了新的經驗證據。第三，本文的研究結論發現，外資進入帶來的市場競爭抑制了企業間資源配置效率，造成這一現象的主要原因在于，一些低效率的國有企業憑借其自身優勢在生產要素配置和市場結構方面與民營企業存在明顯的非對稱競爭，不利于發揮外資進入帶來的資源再配置效應。因此，要更好地利用外商直接投資并發揮資源配置效率在經濟增長中的積極作用，其關鍵在于給予所有企業之間平等的競爭環境，確保市場競爭機制在配置資源中的主導地位。

二、數據說明

（一）數據來源與說明

本文使用的數據主要為 1998—2007 年中國工業企業數據。我們在刪除非制造業企業樣本的基礎上，進一步對該數據庫做出如下處理：(1)參考 Brandt 等(2012)的做法，每兩個統計年度按照企業法人代碼、企業名稱、法人名稱、地區代碼、行業代碼等信息構建新的面板數據，生成新的企業識別代碼；(2)采用Brandt 等(2012)的分行業產出與投入平減指數，將企業產出、增加值、資本、投資和中間投入等變量進行了價格平減；(3)借鑒 Brandt 等(2012)的做法，采用永續盤存法估算企業的實際資本存量，并刪除企業員工少于8 人的觀測樣本；(4)參考Cai 等(2009)的做法，刪除缺少以下變量的企業樣本：總資產、凈固定資產、銷售額、工業總產值；(5)借鑒 Feenstra 等(2014)的做法，刪除流動資產大于總資產、總固定資產大于總資產以及企業識別代碼不存在的樣本；(6)借鑒 Hsieh 和 Song(2015)的研究，根據企業的控股情況和注冊資本，將國有絕對控股企業和國有注冊資本大于 50%的企業定義為國有企業，其他企業則根據企業的注冊類型和注冊資本定義所有制類型。

（二）外資進入的識別

本文借鑒 Lu 等(2017)的方法，以 2002 年修訂的《外商投資產業指導目錄》(以下簡稱《指導目錄》)作為政策沖擊，來考察外資進入對中國企業間資源配置效率的影響。相較于實際進入的外資企業，外資進入的產業管制具有明顯的外生性，從而較好地控制了已有研究可能存在的樣本選擇問題。

中國對外資企業的市場進入一直實行審批制管理。1995 年 6 月我國首次頒布了《指導目錄》，對進入中國的外資企業實行全面管理與引導，并通過對其不斷調整與改進來實現產業結構升級和經濟增長的宏觀發展目標。經國務院審定，中國政府分別于 1997 年、2002 年、2004 年、2007 年、2011 年和 2014 年對《指導目錄》進行了修訂，其中修訂幅度最大的一次是在入世后的 2002 年，大量原來受到禁止和限制的行業被調整為限制和受鼓勵的行業。為此，本文將2002 年的《指導目錄》修訂作為政策沖擊來考察外資進入對企業間資源配置效率的影響。本文參照Lu 等(2017)的做法，對比2002 年與1997 年的《指導目錄》，識別出發生改變的行業，然后將其與國民經濟行業分類標準對接。

首先，通過對比 2002 年與 1997 年的《指導目錄》，我們將外資準入管制有所放松的行業定義為受到政策鼓勵的行業；外資準入管制有所收緊的行業則定義為受到限制的行業；外資準入管制并未發生改變的行業則為無變化行業①例如，某一行業的外資進入管制由 1996 年的禁止轉變為限制、允許或鼓勵，由限制轉變為允許或鼓勵，由允許轉變為鼓勵，均表明外資進入管制放松，定義為受到政策鼓勵的行業。反之，若行業由鼓勵變為允許、限制或禁止，由允許變為限制或禁止，由限制變為禁止，則是外資進入管制加強，定義為受限制行業。。其次，將《指導目錄》中的行業與國民經濟行業分類標準4 分位行業對接，這就會出現一個4 分位行業對應多個《指導目錄》中的子行業。如果4 分位行業中的一個或多個子行業均受到政策鼓勵，我們則將該行業定義為受鼓勵行業；4 分位行業中的一個或多個子行業均受到限制則定義為受限制行業；4 分位行業中的子行業均未發生變化則定義為無變化行業；此外，如果 4 分位行業同時存在上述三種情況，則定義為混合行業。經過匹配，在 482個制造業行業(4 分位)中，有 131 個行業為政策鼓勵行業，326 個行業為無變化行業，18 個政策限制的行業，7 個混合行業，與Lu 等(2017)的匹配結果基本一致。

三、計量模型設定

（一）模型設定

在當前非對稱競爭的市場環境下，外資進入究竟是改善還是抑制了中國企業間的資源配置效率呢？對于這一問題，本文將從外資管制政策調整出發，以 2002 年外資進入管制的行業調整作為政策沖擊，采用雙重差分法進行探討。其模型具體設定如下：

表1 生產率分布的統計特征

Controls 為其他控制變量。本文借鑒 Gentzkow(2006)以及 Lu 和 Yu(2015)的做法，加入了行業層面 2001 年新產品產出比重(Npr)、出口密集度(Gex)、平均就業人數(Lnem)和企業平均年齡(Avage)與政策沖擊變量(Post)的交叉項，用以控制處理組和對照組可能存在的系統性差異①行業特征變量的選取不再列示，備索。；參考Lu 和Yu(2015)的做法，加入行業層面的國有企業份額(Soe)和關稅水平(Tariff)，用以控制該時期國企改革和貿易自由化對行業生產率分布的影響。具體的統計描述見表2。

表2 變量的描述性統計

（二）雙重差分法的平行趨勢假設

我們分別從生產率分布的標準差、95-05 分位數差、90-10 分位數差和75-25 分位數差方面，就本文處理組和對照組的演變趨勢進行刻畫②在該部分及之后的實證部分中，本文均對度量生產率分布的各指標進行對數化處理。。根據圖 1 可知，在外資進入管制政策調整(2002 年)之前，處理組和對照組生產率分布的演變趨勢基本是一致的，而在調整之后，兩組生產率分布的演變趨勢才產生分化。這說明本文選取的處理組和對照組滿足雙重差分法的平行趨勢假設，計量模型選用得當。

圖1 生產率分布的演變趨勢

四、實證分析

（一）OLS 初步回歸分析

本文首先采用普通最小二乘法(OLS)就外資進入對中國企業間資源配置效率的影響進行初步考察。借鑒Javorcik(2004)的做法，使用行業中所有企業的外資份額以銷售額作為權重的加權平均值來度量行業的實際外資進入程度，從而進行實證分析①以產出作為權重度量實際外資進入程度，同樣不會影響本文結論的穩健性。。同時，我們也控制了行業與年份固定效應，以吸收行業層面不隨時間變化的其他因素以及時間維度的宏觀經濟沖擊，具體的回歸結果見表 3。可以看到，Fentry(實際外資進入程度)的估計系數顯著為正，表明外資進入明顯擴大了行業內的生產率分布，抑制了企業間的資源配置效率。

表3 OLS初步回歸結果

（二）雙重差分法的回歸結果

然而，采用實際的外資進入程度考察其對企業間資源配置效率的影響，存在明顯的樣本選擇問題。如果外資企業的市場進入同行業內的資源配置效率相關，由此造成的樣本選擇問題將會導致有偏的估計結果。基于此，本文以2002 年外資準入管制的政策調整作為準自然實驗，采用雙重差分法就外資進入對企業間資源配置效率的影響進行實證分析。

1. 基準回歸

表4 報告了模型式(1)的基準回歸結果，其中第(1)、(3)、(5)、(7)列未加入其他控制變量。FDI×Post 的估計系數均顯著為正，表明外資進入帶來的市場競爭，提高了行業內生產率分布的離散程度，抑制了企業間的資源配置效率。在此基礎上，我們在第(2)、(4)、(6)、(8)列加入了行業層面 2001 年新產品產出比重(Npr)、出口密集度(Gex)、平均就業人數(Lnem)和企業平均年齡(Avage)與政策沖擊變量 Post 的交叉項，用以控制回歸中可能存在的樣本選擇問題。其原因在于，政府在 2002 年對《指導目錄》的大幅調整并不是隨機決定的，往往會依據宏觀調控目標以及行業發展情況來決定外資進入的行業管制，這將使得處理組和對照組存在一定程度的系統性差異，從而導致有偏的估計結果。為此，本文借鑒 Gentzkow(2006)以及 Lu 和 Yu(2015)的做法，在回歸中進一步加入 2001 年的行業特征變量與政策沖擊變量 Post 的交叉項，用以控制可能存在的樣本選擇偏差。在控制樣本選擇問題之后，我們發現 FDI×Post 的估計系數同樣均顯著為正，結果再次表明，外資進入抑制了企業間的資源配置效率。

表4 基準回歸結果

2. 其他政策因素

由于外資進入的行業管制調整發生在 2002 年，而在這一時期，中國在 2001 年剛剛加入 WTO，由此導致進口關稅明顯下降。與此同時，國有企業剛剛結束了“三年脫困”時期(1998—2000 年)，大量國有企業進行了改制，扭轉了持續虧損的經營局面。那么，在外資進入管制調整時期，由進口關稅下降和國有企業改制帶來的市場競爭是否會影響到本文估計結果的可靠性呢？對此，本文參考 Lu 和 Yu(2015)的做法，進一步加入行業層面的國有企業份額(Soe)和關稅水平(Tariff)，用以控制該時期國企改革和貿易自由化對本文回歸結果造成的估計偏誤。

從表5 可以看出，在控制了國有企業份額和關稅水平后，FDI×Post 的估計系數同樣顯著為正，并且對于生產率分布的不同測算指標均是穩健的。

表5 其他政策因素的回歸結果

（三）穩健性檢驗

1. 虛設外資進入年份

雙重差分法的一個重要識別約束條件是，在外資管制政策調整(2002 年)之前，處理組和對照組理應滿足平行趨勢假設。前文圖 1 已對這一趨勢假設進行了統計刻畫。為進一步驗證這一識別條件，本文參考 Topalova(2010)的做法進行穩健性檢驗。具體而言，我們選用外資進入管制政策調整(2002 年)之前的樣本數據(1998—2001 年)，分別假設外資進入管制政策的調整發生在 1999 年或 2000 年，從而再次進行回歸分析。其回歸結果參見表6，我們將回歸系數的標準誤進行了Bootstrap(500 次)調整，以確保回歸結果的可靠性。基于政策調整年份的穩健性檢驗表明，2002 年的外資進入確實抑制了企業間資源配置效率，本文的研究結論是穩健的。

表6 虛設外資進入年份的回歸結果

2. 虛設外資進入行業

接下來，本文將通過更改處理組和對照組的樣本選取方法，再次驗證本文結論。具體而言，我們將從 457 個行業中隨機挑選 131 個行業作為處理組，其他 326 個行業作為參照組，以此為基礎再次進行實證分析。若2002 年的外資進入帶來的市場競爭確實抑制了企業間的資源配置效率，那么，基于隨機抽樣的穩健性檢驗中，處理組和對照組內的生產率分布理應不存在明顯差異。表 7 匯報了虛設外資進入行業的回歸結果，我們將回歸系數的標準誤進行了Bootstrap(500 次)調整，可以看到，FDI×Post 的估計系數均不顯著，基于外資進入行業的隨機抽樣再次驗證了本文研究結論的穩健性。

3. 測算指標的再檢驗

在測算資源錯配方面，本文主要采用生產率分布的標準差、95-05 分位數差、90-10 分位數差和 75-25 分位數差進行衡量。除此之外，在衡量分布方面，大量文獻采用基尼系數和泰爾指數衡量個體之間的工資分布差異。出于穩健性考慮，本文采用基尼系數和泰爾指數測算的生產率分布，再次進行檢驗。根據表 8 第(1)列和第(2)列的回歸結果，我們發現FDI×Post 的估計系數依然顯著為正。這一結果表明，更改生產率分布的測算指標并不會影響回歸結果，本文的研究結論是穩健的。

表7 虛設外資進入行業的回歸結果

接著，采用 LP(Levinsohn 和 Petrin，2003)方法重新測算行業的生產率分布，并再次進行實證檢驗，回歸結果參見表 8 的第(3)～(6)列。以 LP 方法測算的生產率分布同前文的回歸結果一致，外資進入抑制了企業間的資源配置效率。此外，我們也采用ACF(Ackerberg 等，2015)方法再次測度了企業生產率，結論依舊穩健。

表8 測算指標的再檢驗

4. 出口和外資進入的再檢驗

外資準入的行業管制調整發生在2002 年，在此之前，中國于 2001 年加入WTO，出口規模迅速擴張。根據 Van Biesebroeck(2005)、De Loecker(2007)和張杰等(2009)的研究可知，企業進入出口市場，能夠便利地接觸到國外的先進技術，這將有助于提高企業自身的生產效率，進而產生明顯的“出口中學習”效應。鑒于“出口中學習”效應的存在，入世之后的出口規模擴張可能會擴大出口企業與非出口企業間的生產率差距。為控制“出口中學習”效應對回歸結果的干擾，本文將出口企業刪除之后，再次進行實證檢驗。根據表 9 中第(1)～(4)列的回歸結果可知，刪除出口企業樣本之后，FDI×Post 的估計系數依然顯著為正。

能夠開展對外投資的企業往往具有較高的生產率，那么，外資企業進入是否會直接加大行業內高生產率企業的比重而擴大行業內的生產率分布？為進一步考察外資進入對內資企業間資源配置效率的影響，我們刪除外資企業再次進行回歸分析，見表9中第(5)～(8)列，FDI×Post 的估計系數依然顯著為正。因此，外資進入抑制了企業間的資源配置效率，且這一負面影響對于內資企業仍然顯著存在。

表9 出口與外資進入的再檢驗

5. 控制上游服務業影響的再檢驗

服務業作為制造業生產經營活動的中間投入品行業，可以通過行業間的產業關聯影響制造業資源配置。鑒于此，為排除服務業外資進入對研究結論的干擾，我們進一步控制服務業外資準入政策對制造業行業的影響程度，再次進行回歸驗證。

具體而言，與識別制造業外資準入的方法一致，我們對比了 1997 年與 2002 年《指導目錄》中關于服務業外資準入管制的條目，區分出發生變化的服務行業，繼而匯總到投入產出表所列示的二分位行業中，識別出服務業中受到政策鼓勵、未發生變化、限制以及混合行業。同樣我們將受到政策鼓勵的服務性行業賦值為 1，將未發生變化的行業賦值為0，用SFDI 表示，即服務業外資準入政策調整的虛擬變量。

在此基礎上，借鑒已有研究，利用中國 2002 年 122 個部門的投入產出表，計算出各個制造業行業同上游各服務部門的投入產出系數并加權，進而得到我國制造業行業受到上游服務業外資準入政策的影響程度指標，構造公式如下：

我們將Service_ fdi 加入基準模型(1)回歸，結果見表10。可以看到，在控制了服務業外資進入因素之后，FDI×Post 的系數仍然顯著為正，表明我國制造業資源錯配確實是由本行業內外資進入引起的。

表10 控制上游服務業影響的再檢驗

6. 控制2004 年政策影響的再檢驗

進一步地，為控制2004 年《指導目錄》調整的影響，我們剔除了樣本中受到2004年外資管制政策影響的行業，再次予以驗證。此外，繼續采用多期雙重差分法，將 2004年《指導目錄》的調整納入識別策略予以分析，結果詳見表 11。可以看到，外資進入的估計系數仍顯著為正，表明對照組中2004 年外資管制政策的微調，并未影響估計結果的穩健性①感謝審稿人的寶貴意見。。

表11 刪除2004年政策微調受影響行業的回歸結果

五、影響機制分析

根據 Hsieh 和 Klenow(2009)研究可知，倘若生產要素配置不存在市場扭曲，高生產率企業將會通過市場競爭機制兼并或擠出生產率較低的企業，從而提高整體的生產率水平，最終均衡條件下所有企業的生產率水平將是相等的。然而，由于市場扭曲的存在，即使在經濟市場化程度較高的美國，生產率差異現象也是普遍存在，只是在過去市場經濟轉型時期的中國這一現象更為突出。可見，在該理論框架內，外資進入帶來的市場競爭理應產生積極效應，改善企業間的資源配置效率，為何卻抑制了中國企業間資源配置效率？考慮到中國經濟發展的特定階段與背景，本文初步認為，國有企業、外資企業和民營企業的自身優勢在生產要素配置和市場結構方面表現出明顯的非對稱性競爭，從而在一定程度上阻礙了外資進入的資源再配置效應的發揮。為此，本文利用1998—2007 年中國工業企業數據庫數據從企業生產效率、企業補貼、資本要素配置和上下游行業方面，就過去國有企業與非國有企業之間的非對稱競爭進行刻畫說明。在此基礎上，試圖從生產率分布的分位點回歸、國企生產效率、國企市場份額和上游壟斷方面就企業間的非對稱競爭阻礙外資進入的資源配置效應進行驗證。

（一）企業間非對稱競爭的典型事實

圖 2(a)中刻畫了過去國有企業和非國有企業的生產效率，可以看到，國有企業的生產效率低于非國有企業。圖 2(b)刻畫了政府補貼在企業間的配置，可知國有企業的補貼份額明顯高于其市場份額，這一現象表明在政府補貼方面，國有企業存在明顯的自身優勢。圖 2(c)刻畫了資本要素在企業間的配置現象，由圖可知國有企業不僅更容易獲得信貸資金，且支付較低的借貸成本。因此，在生產要素配置方面，國有企業憑借其優勢，能夠獲得較多的補貼收入與信貸資源，導致生產要素配置在企業間存在明顯的非對稱競爭。圖 2(d)給出了國企和非國企在上下游行業的分布情況，相比較而言，下游行業主要由非國有企業主導，而上游行業仍體現出明顯的國企主導。這一統計描述同劉瑞明和石磊(2010)、王永進和劉燦雪(2016)的研究主張一致。由此可知，國有企業與非國有企業在市場結構方面也存在明顯的非對稱性。

圖2 企業間非對稱競爭的典型事實

（二）機制檢驗

1. 生產率分布的解釋

由前文的回歸結果可知，外資進入帶來的市場競爭擴大了行業內高生產率企業與低生產率企業間的差距。那么，外資進入主要是提高了行業內高分位點企業的生產率還是降低了行業內低分位點企業的生產率？為進一步考察由外資進入導致的市場競爭對不同企業的異質性影響，本文將從生產率分布的5 分位點、10 分位點、25 分位點、50 分位點、75 分位點、90 分位點和95 分位點分別進行實證檢驗。

根據表12 可知，FDI×Post 的估計系數在低分位點處為負，其中在5 分位點和10分位點均通過統計顯著性檢驗；FDI×Post 的估計系數在高分位點處為正，但未通過統計顯著性檢驗。其結果表明，外資進入帶來的市場競爭并未擠出低效率企業，卻進一步降低了行業內低生產率企業的生產效率，由此擴大了行業內的生產率分布差距，抑制了企業間的資源配置效率。

表12 生產率分布的分位點回歸

2. 國企生產率差距的解釋

在過去市場經濟轉型時期，一方面國有企業的生產效率明顯低于非國有企業，另一方面前者憑借自身優勢占據了大量生產要素，導致企業間存在明顯的非對稱競爭。若企業間的非對稱競爭確實抑制了資源配置效率，那么國有企業同外資企業之間的生產率差距越大，則企業間的非對稱競爭越明顯，外資進入對資源優化配置的阻礙作用就越大。為此，我們以企業銷售額為權重，計算出行業內外資企業與國有企業的生產率差值，并以中位數為標準進行分樣本回歸。

表 13 顯示，FDI×Post 的估計系數在中位數以上的樣本中均顯著為正，而在中位數以下的樣本中不再顯著。這表明，在國有企業同外資企業生產率差距較大的樣本中，外資進入顯著抑制了企業間資源配置效率。換句話說，國有企業同外資企業之間的生產率差距越大，企業間的非對稱競爭越明顯，對于資源優化配置的阻礙就越嚴重。因此，從國有企業生產率差距方面，驗證了企業間的非對稱競爭抑制了企業間資源配置效率。

表13 國有企業生產率差距的回歸結果

3. 國企市場份額的解釋

Hsieh 和 Klenow(2009)研究指出，市場扭曲導致要素價格在企業間的差異會造成要素的邊際產出不同，進而導致整體生產效率的損失。結合圖2 的典型事實可知，在政府補貼方面，國有企業以相對較低的市場份額獲得了更多的政府補貼；在資本要素配置方面相似，國有企業更容易獲取信貸資金，且往往支付較低的要素價格。由此可知，國有企業存在明顯的優勢。鑒于此，本文從國企市場份額上衡量其在生產要素配置方面的非對稱競爭，以此進一步驗證外資進入抑制企業間資源配置效率的主導因素。具體而言，我們以行業內國企市場份額的中位數為劃分標準進行分樣本回歸。

根據表14 的回歸結果可知，FDI×Post 的估計系數在國企市場份額較高的樣本中均顯著為正，而在中位數以下的樣本中不再顯著。這一結果表明，以國企市場份額衡量的生產要素配置方面的非對稱競爭，確實抑制了外資進入的資源優化配置。

表14 國企市場份額的回歸結果

4. 國企上游壟斷的解釋

隨著市場化改革的不斷推進，中國下游行業基本實現了自由競爭，主要由非國有企業所主導，而上游行業仍具有明顯的國有壟斷特征。為此，本文將從上游壟斷的非對稱競爭方面，再次考察導致外資進入抑制資源配置效率提高的影響因素。具體而言，借鑒Antràs 等(2012)投入產出的分析方法，結合中國2002 年的投入產出表，構建了行業層面的上游度指標，測算出每個行業在生產價值鏈中的相對位置。在此基礎上，將中位數以上的行業定義為上游行業，位于中位數以下的行業定義為下游行業，進行分樣本回歸。回歸結果如表15 所示。

可以看出，FDI×Post 的估計系數在上游行業內均顯著為正，而在下游行業中均不顯著。這表明，在當前國有企業主導上游行業、非國有企業主導下游行業的背景下，外資進入對資源配置效率的抑制主要體現在上游行業。由此可知，在上下游市場結構方面的非對稱競爭，導致外資進入抑制了企業間資源配置效率。

表15 國企上游壟斷的回歸結果

六、結論與政策含義

關于外資進入對中國經濟增長的影響，既有文獻主要從企業自身生產效率方面，就外資進入對中國經濟增長的微觀機制進行實證考察，卻忽視了其對企業間資源配置效率的重要影響，尤其是在當前經濟增速放緩、發展模式轉型和供給側結構性改革的關鍵時期，改善企業間的資源配置效率，實際上已成為助推中國新一輪經濟增長的關鍵所在。那么，大規模外資進入究竟是改善還是抑制了企業間的資源配置效率呢？為此，本文利用翔實的微觀企業數據，系統考察了外資進入對中國制造業企業間資源配置效率的影響，并結合轉型時期企業間的非對稱競爭，分別從行業內生產率分布、國企生產率差距、市場份額以及上游壟斷方面，進一步剖析了外資進入抑制企業間資源配置效率的因素。

本文研究發現：一是大規模外資進入帶來的市場競爭并未提升中國企業間的資源配置效率，反而產生了顯著的負面影響，外資進入擴大了行業內的生產率分布差距，抑制了企業間資源配置效率；二是造成這一現象的原因在于，過去轉型時期國有企業的自身優勢導致企業在生產要素配置與市場結構方面存在非對稱競爭，不利于發揮外資進入的資源再配置效應。

本文政策含義如下：第一，在加大對外開放力度的同時，應更加注重高質量外資進入。這就需要將繼續完善外資準入管制政策，健全負面清單機制作為引進高水平外資和促進行業競爭的關鍵抓手。具體來說，應從外資管理體制著手，突出《外商投資產業指導目錄》在引導外資流入中的導向性作用，大幅度放開市場準入，逐步推廣外資準入的負面清單管理模式，不斷提高負面清單的透明度與規范度，通過引進高水平、高質量外資來發揮外商直接投資在促進行業競爭、激發企業活力中的重要作用。第二，應加快實現國內經濟體制改革，將深入推進國有企業改革、完善市場化經營機制作為體制機制改革的主要方向。這就要求根據“競爭中性原則”深化國有企業改革，放開對國有企業的市場保護，營造不同類型企業間公正平等、動態高效的競爭環境，通過市場機制淘汰低效率企業，從而加速資源再配置。