外资自由化与中国制造业企业生产率

李 平 卢 霄

一、引 言

制造业作为国民经济的主体，其生产效率直接关系中国经济增长的速度和质量，然而国内劳动力成本的不断上升和国际经济形势的不确定性增加对我国制造业发展形成巨大挑战，如何提高制造业企业生产率是当前迫切需要研究的理论和政策问题。封闭条件下，全要素生产率(Total Factor Productivity，TFP)的提升主要通过优化一国内部劳动和资本等生产要素的配置和改善资源错配来实现(Ramous 等，2014)。在开放条件下，资源可以通过外商直接投资(Foreign Direct Investment，FDI)等方式在全球范围内进行优化配置，进而实现TFP 的提升(孙浦阳和彭伟瑶，2014)。近年来，伴随着中国日益开放的市场体系和不断完善的投资环境，更多的跨国公司开始在中国寻求发展机会，特别是伴随着《外商投资产业指导目录》(以下简称《目录》)的多次修订和市场准入负面清单的实行，中国的FDI 更是取得了前所未有的繁荣。2019 年3 月15日，十三届全国人大二次会议通过的《中华人民共和国外商投资法》，秉承对内外资企业一视同仁、平等对待的原则，给予外资企业国民待遇，新外商投资法的颁布标志着国家开始由关注FDI 数量向关注FDI 质量的转变，这有助于吸引高质量外资持续投资中国市场，促进外商投资主体多元化、投资领域多样化和投资产业结构合理化。据国家统计局数据显示，中国实际利用FDI 金额从1978 年近乎为零增长至2018 年的1349.67 亿美元，吸引外资规模实现了每年千亿美元的飞跃，自1993 年以来连续26 年居发展中国家和地区首位，成为吸引FDI 大国。那么作为国际先进生产要素的重要载体之一，如此大量的FDI 进入能否起到提高中国制造业企业生产率的作用？外资来源地的不同及制造业企业存在的异质性是如何影响企业获取源于外资自由化政策的效率红利？外资自由化政策对于中国制造业企业生产率的影响渠道有哪些？关于这些问题的思考和回答，对于中国制定科学合理的引资政策、推进中国供给侧结构性改革和做强实体经济具有重要的现实意义。

为了解答以上问题，本文基于2002 年中国政府对《外商投资产业指导目录》的修订所引发的外资自由化这一准自然实验①《目录》自1995 年首次提出以来，分别经历了1997 年、2002 年、2004 年、2007 年、2011 年、2015 年和2017 年的修订。鉴于本文的样本期间是1998—2007 年而《目录(2007 年修订)》于2007 年12 月起正式实施，因而本文研究期间主要经历了2002 年和2004 年两次调整。中国为了履行加入WTO 时所做的承诺，2002 年《目录》修订相较于1997 年《目录》修订幅度更大，2004 年《目录》修订是在2002 年《目录》基础上的稍微调整，具体变动情况可参考蒋灵多等(2018)的文献。因此，本文选取2002 年作为外部政策冲击发生的年份。，采用1998—2007 年中国工业企业数据并使用双重差分法实证分析外资自由化对中国制造业企业生产率的微观影响效应及其作用机制，并且从外资来源地与内资制造业企业异质性角度考察外资自由化政策的实施效果。本文的创新和可能的贡献主要在于:第一，在研究视角上，本文从微观层面系统探讨外资自由化这一制度开放政策对中国制造业企业生产率的影响效应及其作用渠道，有助于更全面地揭示中国制造业企业生产率提升的驱动因素，同时有助于完善有关评估外资自由化“生产率效应”②外资自由化的“生产率效应”是指“技术知识”和“其他非技术信息”通过外资自由化政策促进内资企业生产率的提升。的文献。第二，在研究方法上，本文基于中国政府在2002 年对《目录》的大幅度修改这一准自然实验，使用双重差分法进行实证检验，能够有效解决内生性问题。第三，进一步从多个方面考察外资自由化对中国制造业企业生产率的异质性影响，并探究不同来源地FDI 与异质性制造业企业在获取源于外资自由化政策红利方面的内在机制，这有利于指导中国今后的引资政策，从而为制造业企业提质增量提供有益的理论支持。

二、文献综述

与本文密切相关的已有研究主要有以下两类:一类是研究FDI 经济效应的文献，另一类是考察中国制度变化对内资制造业企业生产率影响的文献。本部分将主要从这两个方面对已有文献进行综述。

对FDI 经济效应的研究大部分集中于FDI 的溢出效应。谭毅和张世贤(2011)将FDI 溢出路径归纳为模仿效应、竞争效应、人员流动效应和前后向关联效应四类。大量文献已经证明，FDI 不仅会促进同行业内企业生产率的提高(Haskel 等，2007；傅元海等，2010)，而且会通过上下游关联带来垂直技术溢出效应，进而提高行业间企业生产效率(Lin 等，2009；Javorcik，2004)。但是，有些学者认为FDI 的溢出效应并非都是正向的，例如Lu 等(2017)利用1998—2007 年中国工业企业面板数据的研究结果发现，FDI 的大规模进入给同行业内资企业所带来的负向竞争效应大于正向集聚效应，最终降低了内资企业生产率。因此，FDI 技术溢出效应可能是有条件的，会受到外资股权结构(Abraham 等，2010)、行业技术水平(Keller 和 Yeaple，2009)、金融市场(Alfaro 等，2004)及技术差距(蒋殿春和张宇，2006)等因素的影响。此外，一些学者认为跨国公司对发展中国家的投资是一个内生过程，这一问题也可能是造成FDI 溢出效应不确定的原因之一(Lu 等，2017；孙浦阳等，2015)。

近年来，随着微观数据可获得性的增加，国内开始涌现出关于研究“中国制度变化对企业生产率影响”的文献。已有文献主要从最终商品贸易自由化(余淼杰，2011)、中间产品贸易自由化(毛其淋和许家云，2015)、环境规制(李斌等，2013)、服务业改革(周念利，2014)、国产化政策(谭诗羽等，2017)及产业集聚(张海峰和姚先国，2010)等方面来捕捉促进制造业企业生产率提升的“制度”因素。同时，值得注意的是，以外资开放为代表的外资自由化政策得到更多学者的关注。然而，目前的相关研究主要集中在外资自由化对企业创新(毛其淋，2019a)、产能过剩(杨光和孙浦阳，2017)、僵尸企业处置(蒋灵多等，2018)及企业出口(孙浦阳等，2015)等方面，从外资来源地与制造业企业异质性角度考察中国政府实施的外资自由化政策对制造业企业生产率的影响效应及内在作用机制的文献还有待完善。

综上所述，已有研究尚存在以下几点不足:(1)在FDI 经济效应方面，虽然国内外学者已经对FDI 的技术溢出效应进行了深入研究，但其结论不一致，并且没有很好地将FDI 流入看作是外生变量，由中国制度变化带来的FDI 大规模进入对中国制造业企业的影响有待进一步的实证检验。(2)在中国制度变化方面，已有文献对于外资自由化与内资制造业企业生产率关系的探讨比较缺乏，鲜有学者对外资自由化影响内资制造业企业生产率的内在机制进行系统梳理和实证检验。(3)精确把握外资来源地的不同及内资企业异质性，有助于我们全面探究外资自由化政策的微观经济影响和实施效果。因此，外资来源地及内资企业异质性是如何影响内资企业获取来自外资自由化政策的效率红利？其内在作用机制是什么？这无疑是需要我们重点关注的问题。遗憾的是，大多数已有文献对于这一问题并未给出全面阐释甚至不予解释，这可能会使政策实施效果缺乏说服力。上述问题的解决，对于优化我国利用外资结构、提升我国制造业企业生产效率至关重要，本文希望在以上方面有所突破。

三、模型设定与数据来源

（一）模型设定

为了考察外资自由化政策对中国制造业企业生产率的影响效应，我们将中国政府在2002 年对《目录》的修订而引致的外资自由化作为准自然实验，采用双重差分法进行实证估计，基准双重差分模型设定如下:

其中，下标i 代表企业，下标j 代表四位码行业，下标t 代表年份。因变量ln TFPijt为全要素生产率对数值，采用LP 法衡量，该方法是由Levinsohn 和 Petrin(2003)提出的一种半参数方法，使用中间投入品作为不可观测的企业生产率的代理变量，从而能够有效克服TFP 测算过程中面临的同时性偏差问题。T reatj是分组虚拟变量，用于识别发生政策变动的四位码行业，我们将外资开放程度提高的行业作为处理组，赋值为1；将外资开放程度不变的行业作为对照组，赋值为0①参考Lu 等(2017)的文献。。P ost 02t是时间虚拟变量，用于识别外资放松政策的冲击时间，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前的估计系数 α1是需要着重关注的对象，它描述了外资管制放松对制造业企业生产率的影响方向和程度。当α1＞0 时，说明在2002 年新修订的《目录》实施后，外资开放程度提高的制造业行业中企业生产率提高幅度大于外资开放程度不变的行业的生产率提高幅度，也就是说外资自由化政策有利于制造业企业生产率的提高，反之则说明外资自由化政策抑制了企业生产率的提高。将误差项分为 μi、μt和 εijt三部分进行考察，其中 μi为企业固定效应，用于控制不随时间变化的企业特征；μt为年份固定效应，用于控制不随企业变动的时间效应；εijt为用于控制其他特定异质效应的随机扰动项①与DID 基本模型设定不同的是，本文模型中并不包含Treat 和 02Post 单独两项，这是因为在多期双重差分法中个体固定效应项和时间固定效应项已经能够捕捉到这两项的效应(周茂等，2018)。。控制变量X 包括企业规模(Firmsize)、企业年龄(Firmage)、企业出口密集度(Firmexp)、企业流动性(Firmflu)、国有企业虚拟变量(Statedum)、国有企业改革(Statereform)、行业竞争程度(HHI )。

（二）数据来源

本文研究的基础数据来源于由国家统计局负责维护的1998—2007 年③本文采用的数据区间是1998—2007 年，可能会存在样本数据旧的问题，但是由于本文主要利用双重差分法考察外资自由化政策对中国制造业企业生产率的影响效应，因此只要保证样本期间包含外资管制约束显著放松的年份(这里是2002 年)即可。当然，样本期间包含2002 年之后的时间段越长越好，然而这对于本文的研究影响不大，因此基于数据的可得性和稳健性，本文将样本期间定在1998—2007 年。中国工业企业数据库，其包含了全部国有企业及规模以上非国有工业企业。由于本文以制造业企业为研究对象，所以在原始样本中删除掉“采矿业”“电力、燃气及水的生产和供应业”数据。考虑到中国在2002 年颁布了新的《国民经济行业分类》并于2003 年开始正式实施，为了保证样本研究期间行业代码的一致性，本文根据Brandt 等(2012)对中国工业行业分类(CIC)4 位码进行调整，调整后的制造业4 位码行业有482 个。针对工业企业数据库中样本匹配混乱、变量值异常、测度误差明显、指标存在缺失和变量定义模糊等严重问题，本文借鉴Brandt 等(2012)和聂辉华等(2012)的方法，删除工业总产值、工业增加值、固定资产、从业人员和中间品投入为零或者为负的企业样本及不符合会计规范的企业样本；同时为了避免存在样本选择问题，删除员工人数少于8 人的企业样本。此外，本文使用企业所在地区工业品出厂价格指数来平减工业增加值，使用固定资产投资价格指数来平减固定资本存量，使用工业生产者购进价格指数来平减中间品投入，于是样本中所有名义变量都是以1998 年为基期的实际变量。最后，由于本文的研究对象是内资企业，于是借鉴路江涌(2008)的做法，将25%的外资占企业股权的比例作为划分内资企业和外资企业的界限，低于这一比例的企业为内资企业。

四、实证结果分析

（一）基准回归

本部分主要考察外资自由化对中国制造业企业生产率的影响效果，基准回归结果报告于表1。表1 第(1)列只控制了企业固定效应和年份固定效应，我们发现交互项Treat ×Post 02的估计系数显著为正，这意味着外资管制放松行业(即处理组)的企业生产率相比较于外资管制程度不变行业(即对照组)的企业生产率有更大幅度的上升，表明外资自由化政策有利于中国制造业企业生产率的提高。表1 第(2)列在此基础上控制了企业层面的影响因素，在控制了企业层面的影响因素后，交互项 Treat ×Post 02的估计系数依然显著为正，这再次证明外资自由化可以显著提升中国制造业企业生产率。从控制变量的回归结果可以看出:企业规模(Firmsize)的估计系数显著为正，这可能是因为大规模企业更有可能通过发挥规模经济的优势提升企业生产率。企业年龄(Firmage)的估计系数显著为负，对此可能的解释为年长企业往往存在“路径依赖”，这导致企业创新动力不足，最终使年长企业与新进入市场的企业相比表现出较低的生产率。企业出口密集度(Firmexp)的回归系数显著为负，这一结果恰好与中国企业存在的低价出口悖论现象相吻合(盛丹和王永进，2012)。企业流动性(Firmflu)的回归系数显著为正，这可能是因为流动资产占比越多的企业越有能力应对和处理外界的负面冲击，有更加充足的资金做出提升企业生产率的行为。此外，我们还发现国有企业具有较低的生产率，这主要是由于国有企业的低效率和无效的激励机制所导致。表1 第(3)列进一步控制了行业层面的控制变量，我们观察到，HHI 的估计系数显著为负，这意味着内资制造业企业生产率的提高与竞争性的市场结构密切相关。同时，交互项Treat ×Post 02的估计系数依然显著为正，这再次说明，外资自由化政策能够显著提高中国制造业企业的生产率。具体地，外资管制放松的行业中制造业企业生产率比外资管制程度不变的行业额外提高了5.7%。

此外，本文注意到中国在1998 年至2003 年加快了国有企业改革步伐，为了避免该改革措施可能对实验结果产生的影响，我们对该项改革措施进行控制，结果报告于表1 第(4)列。回归结果显示，国有企业改革显著促进了制造业企业生产率的提高。值得注意的是，此时交互项的估计系数显著为正，即外资自由化对制造业企业生产率的提高作用不受其他政策干扰。最后，考虑到一些非观测的地区层面的因素可能会对中国制造业企业生产率造成影响，于是第(5)列继续加入“地区×年份”固定效应以控制所有地区层面随时间变化因素的影响，后续的实证分析中均对此进行控制。此时，交互项的估计系数仍然显著为正，这再一次验证了本文的核心结论:外资自由化政策显著促进了中国制造业企业生产率的提高。

表1 基准回归结果

（二）双重差分法设定的有效性检验

1. 预期效应

为了保证外资自由化政策实施的外生性，我们在基准双重差分模型(1)的基础上引入 Treat × Post01来检验企业是否存在预期效应，这里 Treat × Post01表示2002 年《目录》修订前一年的时间虚拟变量。如果这一新的交互项的估计系数显著不为0，那么意味着制造业企业在2002 年之前就已经形成了提高自身生产率的预期，会导致双重差分法的估计结果出现偏误。加入新交叉项 Treat × Post01之后的估计结果报告于表2第(1)列，我们发现这一项的估计系数不显著且很小，说明预期效应不存在。表2 第(2)列在此基础上引入交互项 Treat × Post00，其中 Treat × Post00表示《目录》修订前两年的时间虚拟变量，结果显示交互项 Treat × Post00的估计系数仍然不显著。上述检验结果表明，内资企业在2002 年《目录》修订之前并没有形成提升自身生产率水平的预期，同时可以观察到，在考虑到可能的预期效应的情况下，核心变量 Treat × Post02的估计系数仍然显著为正。

2. 同趋势性假设检验

同趋势性假设是使用双重差分法最重要的前提之一，即要求在没有外生政策冲击的情况下，处理组和对照组的结果变量(这里是企业生产率)应按照相同的趋势发展。为了对此进行检验，我们将基准双重差分模型中政策冲击时间虚拟变量 Post 02替换为各年份时间虚拟变量(剔除首年以避免多重共线性)，然后再进行估计，表2 第(3)列报告了回归结果。从其中可以看出，2002 年之前年份的估计系数不显著，2002 年及其之后年份的估计系数显著为正，这说明在2002 年《目录》修订之前处理组和实验组制造业企业生产率的变化满足同趋势性假设。

3. 两期双重差分法估计

以上研究都是在多期双重差分法的基础上进行的，但是Bertrand 等(2004)认为多期双重差分法可能会因为存在序列相关问题而高估 Treat × Post02的显著性水平。于是，我们以2002 年这一政策冲击发生年份作为界限，将样本期间划分为1998—2001年与2002—2007 年这两个阶段，然后分别对这两个阶段中所有企业的变量求算术平均，进而采用两期双重差分法模型进行估计，估计结果报告在表2 第(4)列。此时，交互项 Treat × Post02的估计结果显著为正，这说明外资自由化能够显著提高制造业企业生产率的核心结论依然成立。

4. 安慰剂检验

在本部分我们进行安慰剂检验，使用中国在2002 年修订《目录》之前(即1998—2001 年)的样本进行回归估计，结果报告在表2 第(5)列。此时，Treat 前的回归系数不显著，这正好符合我们的预期，即我们所选取的实验组和对照组具有很好的可比性。

表2 双重差分法估计的有效性检验结果

续表2

5. 控制产业时间趋势检验

考虑到行业内某些无法观测的产业特定因素可能会对企业生产率产生影响，如果忽视这些产业特定因素，可能会导致双重差分法的估计结果出现偏误。于是，我们借鉴Liu 和 Qiu(2016)的做法，将产业特定的时间趋势项(即αi×t)作为额外的控制变量加入双重差分法模型进行估计，以此检验无法观测的产业特定因素是否会对本文估计结果带来实质性影响，估计结果报告于表2 第(6)列。此时，交互项的估计系数仍然显著为正，这说明在控制产业时间趋势之后外资自由化政策仍然会对制造业企业生产率产生显著提高作用。

（三）稳健性检验

前文得到的核心结论是:外资自由化显著提高了中国制造业企业生产率。为了保证所得结论的稳定性和可靠性，下面将从核心指标的再度量及内资企业识别标准方面进行稳健性检验，估计结果见表3。

表3 稳健性检验结果

1. 企业生产率的另一种度量

这里，我们采用OP 法对企业生产率进行再测算，表3 第(1)列报告了这一回归结果，此时交互项的估计系数显著为正，说明外资自由化显著提高了中国制造业企业生产率。

2. 对时间虚拟变量 Post 02重新赋值

考虑到《目录》(2002 年修订版)的具体实施日期是2002 年4 月1 日，为了保证估计结果的精确性，我们借鉴Lu 等(2017)的做法，将2002 年赋值为3/4，2002 年以后及以前的年份分别赋值为1 和0，估计结果报告在表3 第(2)列。从其中可以看出，核心解释变量 Treat × Post02的估计系数仍然显著为正，这说明外资自由化能够显著提高中国制造业企业生产率的核心结论没有改变。

3. 对分组虚拟变量Treat 进行重新赋值

考虑到外资管制放松政策对处理组样本即外资开放程度提高的行业存在政策差异，本文借鉴蒋灵多等(2018)的做法，对 Treat _new 的赋值方法如下:对比1997 年的《目录》和2002 年的《目录》，对于外资开放程度不变的行业仍然赋值为0；而对于外资开放程度提高的行业，若行业开放程度跃升1 级(如由禁止类转为限制类)则赋值为1，若行业开放程度跃升2 级(如由禁止类转为允许类)则赋值为2，若行业开放程度跃升3 级(如禁止类转为鼓励类)则赋值为3，具体赋值情况见表4。从其中可以看出主对角线以下的部分都是属于外资开放程度增加的情况。表3 第(3)列报告了其具体回归结果，我们注意到，在考虑外资管制放松政策的差异后，核心解释变量 Treat ×Post02的估计系数仍然显著为正，这说明外资自由化政策确实能够显著提高内资制造业企业生产率。

4. 重新识别内资企业

在基准回归中我们借鉴路江涌(2008)的做法，将25%的外资占企业股权的比例作为划分内资企业和外资企业的界限，低于这一比例的企业为内资企业。在本部分，我们尝试分别将企业股权结构中外资比例小于35%和50%的企业界定为内资企业，回归结果报告在表3 第(4)列和第(5)列。值得注意的是，在以不同的外资资本金比重重新界定外资企业之后，T reat ×Post 02的估计系数显著为正，即回归结果依然稳健。

表4 Treat_new 取值情况矩阵

五、外资自由化对制造业企业生产率的异质性影响

通过上面的实证分析可以发现，外资自由化政策显著提高了中国整体制造业企业的生产率水平。但是，由于初始禀赋和企业性质的显著差异，中国制造业企业各具特色，同时外资来源地也不尽相同。在此背景下，外资自由化对制造业企业生产率的影响是否存在差异性呢？对于该问题的探讨，有助于国家以后有方向、有依据、有针对性地放松外资管制。对此，本部分将分别从外资来源地、企业所有制、要素投入密集度及企业规模这四个方面对制造业企业进行分组检验，以考察外资自由化政策对中国制造业企业生产率的异质性影响，估计结果如表5 所示。

表5 异质性影响效应

（一）外资来源地

外资可能根据来源地的不同特征对中国制造业企业的影响具有明显差异性。因此，我们按照不同来源地将外资分为两类:一类是来自我国的港澳台地区的外商直接投资，另一类是来自其他国家的外商直接投资。表5 第(1)列、第(2)列报告了不同外资来源地条件下外资自由化政策对内资制造业企业生产率的影响。其结果表明，在来自我国的港澳台地区外资的企业子样本回归中，交互项的估计系数数值为负但不显著；在来自其他国家外资的企业子样本回归中，交互项的估计系数数值较大且显著为正。这意味着，外资自由化政策对来自不同地区和国家的外资确实产生了差异性影响，即来自其他国家的外资更有利于促进制造业企业生产率的提高，而来自我国的港澳台地区的外资对制造业企业生产率产生了微弱的负向影响。

导致上述结果的背后机制可能有以下两个方面:第一，在水平溢出方面，由于来自我国的港澳台地区的外资企业与中国内资企业在语言、文化、习俗等方面具有很大的相似性，因而其生产的产品与中国内资企业之间存在更为激烈的竞争关系，由此可能产生负向竞争效应，甚至可能会挤出同行业内资企业。同时，来自其他国家的外资企业以西方发达国家企业为主，相对于来自我国的港澳台地区的外资企业而言拥有更加先进的技术和管理经验，因而其产生的正向示范效应更强，内资制造业企业从外资企业的正向示范效应中能获得更多有益启示，有利于企业创新水平的提高，进而有利于促进企业生产率的提高。第二，在垂直溢出方面，由于来自我国的港澳台地区的外资企业以出口加工贸易为主，因此其相比于来自其他国家的外资企业在与上下游内资企业业务联系的密切度方面能力较弱(Lin 等，2009)。同时，来自其他国家的外资企业通过与中国内资企业紧密的业务联系，分别将先进的技术、管理经验与高质量、多种类、更便宜的中间投入品提供给上下游内资企业(毛其淋和许家云，2018)，这不仅有利于提高上游内资企业的创新能力，而且有利于降低下游内资企业的生产成本，进而能够促使内资制造业企业生产率提高。

（二）企业所有制

前文在基准回归中得到的结论是基于中国所有制造业企业数据，考察的是外资自由化政策对中国所有内资制造业企业生产率的平均影响，但是中国的国有企业和民营企业无论是在政策扶持、资金融通方面还是在经营状况方面都存在显著差异。因此，将中国内资企业按照企业所有制性质划分来分别考察外资自由化政策对国有企业和民营企业生产率的影响具有重要意义。表5 第(3)、(4)列报告了外资自由化对国有企业和民营企业子样本的回归结果。在国有企业子样本的回归中，交互项的估计系数虽然为正但是不显著；在民营企业子样本的回归中，交互项的估计系数显著为正。这说明外资自由化政策显著提高了民营企业生产率，而对国有企业生产率的提升作用有限。

其可能的内在机制为:由于存在信息不对称，银行更加愿意将资金借给那些资信状况良好的国有企业，因此大量民营企业由于在金融市场上融资困难而无法获得研发资金，企业创新困难，从而导致企业生产率低下，甚至被迫退出市场；同时，资源在国有企业和民营企业之间存在错配现象，民营企业在获取优质资源和生产要素方面更加困难。外资自由化政策所引致的外资大规模进入，不仅能够直接为民营企业注入资金，而且使得民营企业能够从上游外资企业购买到质量更高、种类更多、价格更低的中间投入品，从而在一定程度上缓解民营企业的融资困难问题，进而提高民营企业生产率。然而，相对于民营企业而言，国有企业能够享受更多的优质资源，因此缺乏与外资企业建立业务联系的动力，所获得来自外资自由化政策的正向促进作用不显著(毛其淋和许家云，2018)。

（三）要素投入密集度

这里将从要素投入密集度的视角出发，研究外资自由化对制造业企业生产率的异质性影响，借鉴周念利(2014)的方法来识别劳动密集型、资本密集型与技术密集型企业。表5 第(5)列至第(7)列分别报告了以劳动密集型、资本密集型与技术密集型企业为子样本的回归结果。其回归结果表明，在资本密集型企业子样本的回归中交互项的估计系数显著为正，而在劳动密集型和技术密集型企业子样本的回归中交互项的估计系数不显著，表明外资自由化显著提高了资本密集型企业生产率，而对劳动密集型和技术密集型企业生产率的提升没有显著作用，甚至对技术密集型企业产生了微弱的负向影响。

对此可能的解释为:资本密集型企业更加重视设备等资本品的进口与更新，也更加重视研发创新(张杰和郑文平，2017；毛其淋，2019b)，FDI 的大规模流入会增加资本密集型企业的资本深化程度并且有助于促进企业创新，进而有助于提高资本密集型企业的生产率水平。随着中国劳动力成本的增加，流入劳动密集型企业的FDI 数量下降，同时，由于劳动密集型企业大多从事操作简单、步骤繁琐的低价代工业务，容易陷入低端锁定的困境之中，企业生产率难以提升。对于技术密集型企业，一方面，技术密集型企业一般是人才和高新科技的集聚地，学习模仿能力更强，FDI 企业会担心技术外溢而加强对技术的垄断，因而东道国技术密集型企业很难从外资自由化政策中获益；另一方面，中国的技术密集型企业处于发展初期，具有规模小、资金不足、管理体系不成熟的局限性，无法在激烈的市场竞争中与规模庞大、资金充足、管理体系成熟的跨国公司相抗衡，因而会面临市场份额下降的风险，甚至可能会被挤出市场。

（四）企业规模

表5 第(8)列和第(9)列分别报告了大规模企业和小规模企业子样本的估计结果。其回归结果表明:虽然无论是在对大规模企业子样本的回归中还是在对小规模企业子样本的回归中交互项的估计系数均为正，但是外资自由化对于大规模企业生产率的促进作用更加明显。

其可能的原因有:相对于规模小的企业，规模较大的企业更有可能通过发挥规模经济优势来降低生产成本，从而能够缓解融资约束和提高企业利润率；其更有能力购买与更新机器设备等固定资产；大规模企业在资本和人力资源方面占据优势地位，更有能力进行企业创新活动，这些因素都有可能使外资自由化对制造业企业生产率提高的促进作用更加显著。

六、进一步分析：外资自由化影响制造业企业生产率的作用渠道

在异质性分析部分，本文分别从外资来源地、企业所有制、要素投入密集度、企业规模这四个角度来探究外资自由化政策实施的效果差异，这对于深入理解外资自由化影响中国制造业企业生产率的内在作用机制具有重要启发。

（一）企业创新

在从外资来源地和企业规模方面探究中国制造业企业如何获取来自外资自由化政策的效率红利时，我们认为外资自由化政策可能会通过促进企业创新进而提高了中国制造业企业的创新水平，并且已有大量文章验证了企业创新行为能够提高企业生产率(Amable 等，2016)。受此启发，本文首先检验外资自由化对企业创新行为的影响。借鉴毛其淋(2019a)的做法，采用新产品销售额加1 后取对数来测算内资企业创新，估计结果报告在表6 第(1)列。从其中可以看出，交互项的估计系数显著为正，这意味着外资自由化显著促进了企业的创新行为。其可能的作用机制为:一方面，外资企业大规模进入会通过示范效应、竞争效应和人员流动效应促进企业创新。具体而言，林进智和郑伟民(2013)认为外资企业为了方便在东道国直接进行研发和产品生产，主要是以投资建厂的形式进入中国，这样国内企业能够有机会近距离学习和模仿外资企业带来的先进技术和管理经验，从而不断增强自身的创新能力。同时，外资企业大规模进入会与同行业内资企业形成竞争，激烈的市场竞争倒逼内资企业进行创新以获取更大的发展空间。此外，在外资企业接受过良好训练的创新型人才流向内资企业的过程，也能够为促进内资企业创新发挥重要作用(毛其淋，2019a)。另一方面，外资企业为下游内资企业提供零部件和中间产品，下游内资企业通过吸收、物化零部件和中间产品中的知识与技术能够提高企业创新能力；同时，外资企业对向其提供中间品和零部件的上游内资企业的严格要求和技术支持，会促使内资企业通过“干中学”效应提升自身创新 水平。

（二）资本深化

在分析要素投入密集度是如何影响外资自由化政策“生产率效应”方面，我们认为外资自由化可能会通过增加内资企业资本深化程度进而提高内资企业生产率，同时宋冬林等(2011)认为资本深化带来的偏向型技术进步是中国制造业企业全要素生产率提升的主要来源。于是，我们进一步分析外资自由化政策对企业资本深化的影响效应。借鉴周茂等(2018)的方法，使用固定资产与全部职工人数的比值来衡量资本深化程度，其中固定资产使用固定资产价格指数进行平减。表6 第(2)列给出了我们的估计结果。从其中可以发现，交互项的估计系数为正，并且通过了10%水平的显著性检验，说明外资自由化能够显著提高内资企业的资本深化程度。这可能是因为，外资自由化政策导致外资大规模进入，外资进入为中国内资企业带来了先进的生产设备(固定资产)和资本，这无疑增加了内资制造业企业的资本密集度。

（三）融资约束

在分析企业所有制对外资自由化政策红利产生的异质性影响方面，我们认为外资自由化政策可能会通过缓解内资企业的融资约束进而提高了内资企业生产率。同时，葛鹏等(2017)的研究发现，2004—2007 年间融资约束给中国工业企业带来了32%～38%的总产出效率损失，因而企业面临的融资约束放松能够促进制造业企业生产率的提高。鉴于此，在这部分我们检验外资自由化对制造业企业融资约束的影响。借鉴洪霞等(2011)的做法，本文采取企业应收账款占销售收入的比值来衡量企业融资约束程度，该指标值的大小与企业面临的融资约束严重程度成正比。表6 第(3)列报告了我们的估计结果，即交互项 Treat × Post02的回归系数显著为负，这意味着外资自由化显著缓解了中国制造业企业面临的融资约束问题。其可能的原因是:外资自由化政策会吸引外资企业大规模进入，这一方面会增加东道国上游行业的市场竞争强度，导致上游中间投入品市场价格的下降，购入这些低价中间投入品的下游内资企业的生产成本会降低，在其他条件保持不变的前提下，内资企业的利润水平会增加，进而其面临的融资约束能够得到缓解；另一方面，为了降低贸易运输成本，外资企业更加愿意在东道国本地采购中间投入品，因而外资自由化政策会刺激外资企业扩大对上游内资企业所生产的中间投入品的需求，进而内资企业的利润水平得到提升，这显然会减弱内资企业面临的融资约束强度。

同时，表6 第(4)列检验了外资自由化对制造业企业利润率的影响，其中企业利润率借鉴蒋灵多等(2018)的方法，采用ln[(利润总额/销售产值)+1]来衡量。此时，交互项的估计系数显著为正，这再次验证了我们上面的结论，即外资自由化有助于提高制造业企业利润率，进而缓解制造业企业面临的融资约束。

表6 影响渠道

七、结论与政策含义

在中国政府加快放松外资管制的背景下，探究外资自由化政策对中国制造业企业全要素生产率的微观影响效应及其作用机制，事关中国经济的高质量发展。鉴于此，本文基于2002 年中国政府对《外商投资产业指导目录》的修订所引发的外资自由化这一准自然实验，使用双重差分法进行实证检验，同时分析了外资来源地及制造业企业异质性是如何影响企业获取源于外资自由化政策的效率红利，并进一步探究了外资自由化政策影响中国制造业企业生产率的内在作用机制。本文的研究结果如下:第一，外资自由化显著提高了中国整体制造业企业的全要素生产率，这一结论在进行有效性检验、替换核心指标测度方法、改变内资企业识别标准的情况下依然成立。第二，对异质性分析后发现，来自其他国家的外资比来自我国的港澳台地区的外资对制造业企业提高生产率的促进作用更大。此外，外资自由化对民营企业、资本密集型企业及大规模制造业企业对生产率的提升效果更加显著，而对国有企业、劳动密集型企业、技术密集型企业及小规模制造业企业生产率的影响不显著。第三，进一步的机制检验表明，外资自由化能够通过激励企业创新、提高企业资本深化程度、缓解企业面临的融资约束及提高企业利润率这四条渠道促进内资制造业企业生产率的提高。

本文的研究对于进一步推进中国外资自由化进程和促进中国制造业企业生产率的提升具有一定的参考价值。对于政府而言，首先应该继续深化对外开放，探索实行外资准入国民待遇加负面清单管理模式，为外资进入创造便利化条件。其次，通过采取简化行政审批程序、提高政策法规透明度和重视知识产权保护等措施增强营商环境对外资企业的吸引力。再次，严格把控引进外资质量，引进外资原则由“扩大规模”向“提高质量”转变。最后，对异质性检验后发现，来自我国的港澳台地区的外商直接投资没有对内资制造业企业产生显著影响，然而来自我国的港澳台地区的外资占中国外资总额的比例一直维持在较高水平，2018 年该比例达到67.65%，如何发挥来自我国的港澳台地区的外资对中国制造业企业生产率的正向促进作用将是本文接下来的研究方向。同时，外资自由化对民营企业生产率的提升效果更加显著，对技术密集型企业的促进作用不显著。因此，国家应继续深化国有企业改革，为民营企业的发展营造良好的市场环境和竞争机制；同时要大力支持技术密集型企业的发展，鼓励企业创新，培育企业核心竞争力。对于制造业企业自身而言，一方面，要重视企业创新，加大创新研发费用的投入，不断增强企业创新能力，提高企业创新水平；另一方面，要积极融入中国对外开放的时代大背景之中，通过利用外资实现生产要素在全球的优化配置。