识别外资进入的资源配置效应——来自中国2002 年外资管制政策调整的经验证据

康茂楠 刘灿雷 王永进

一、引 言

外商直接投资是中国开放型经济体制的重要内容，在经济发展和深化改革的进程中扮演着重要角色。当前，我国经济发展步入新常态，国家间跨国投资呈现新趋势，利用外资也面临着新形势与新任务，提升外资引进质量与利用外资效率已成为加快产业结构升级、实现经济跨越式发展的有效途径之一。2017 年1 月12 日，国务院进一步印发了《关于扩大对外开放积极利用外资若干措施的通知》，围绕着放宽外资准入限制、营造公平竞争环境、强化地区引资力度三个方面提出二十条措施，为现阶段推动高层次“引进来”与高效率利用外资，进而促进整体经济发展提供了政策支持与导向。

提高资源配置效率、实现要素资源在企业间的充分流动是整体经济效率提升的关键环节，经济领域的学者们也开始更多地关注资源配置效率在一国经济发展中的重要作用，认为国家整体效率一方面来自微观企业自身的生产率水平，另一方面取决于企业间的资源配置效率(Syverson，2004；Hsieh 和 Klenow，2009；聂辉华和贾瑞雪，2011)。Hsieh 和 Klenow(2009)更是指出，中国制造业内部存在着较为严重的资源错配现象，倘若企业间资源配置效率能像美国那样将资源配置给高生产率企业，我国整体的生产效率将提高 30%～50%。可见，中国制造业内资源误置问题不容忽视。那么，在当前中国经济增速放缓、发展模式转变和构建全面开放新格局的关键时期，外商直接投资的大规模进入会对制造业资源配置效率产生怎样的影响呢？进而如何作用于中国经济增长呢？对这一问题的系统性考察具有重要的理论价值与现实意义：一方面，若外资进入带来了积极影响，改善了企业间资源配置效率，则本文研究或许为中国外资管制政策的制定与实施提供新的经验证据；另一方面，若外资进入产生了明显的负面效应，抑制了企业间资源配置效率，则本文对其背后扭曲因素的剖析，将会为进一步深化改革提供些许政策依据。

目前已有诸多文献围绕上述问题展开研究，一类文献关注外资进入带来的市场效应，认为外商直接投资主要通过水平溢出效应(竞争效应、培训与示范效应)和垂直关联效应对一国技术进步、研发创新以及经济增长产生影响(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，一方面东道国企业可以通过培训与示范效应以及更高质量的中间品投入，从外资进入中获取正向的溢出效应，但另一方面，外资企业强化了市场竞争，攫取了本土企业市场份额，进而不利于其生产效率提升。亓朋等(2008)从行业内、行业间和地区间的角度，发现外资进入对内资企业生产效率的溢出效应主要体现在行业间和地区间方面，而对于行业内的影响并不明显。Lu 等(2017)以中国 2002 年外资管制的政策调整为外生冲击，再次识别了外资进入的溢出效应，认为外资竞争显著降低了本行业内企业的全要素生产率。另一类文献关注了资源配置效率在一国经济发展中的重要性，从而基于不同视角对中国资源配置效率的影响因素进行考察。韩剑和郑秋玲(2014)从政府干预视角发现，政府干预通过保护现有低效率企业，阻碍了资源向高效率企业的流动，进而降低了资源配置效率。蒋为和张龙鹏(2015)指出补贴差异化以及不合理的补贴模式是中国制造业资源配置效率较低的重要因素。Lu和 Yu(2015)考察了中国贸易自由化带来的进口竞争对企业间资源配置效率的影响。此外，也有学者对资源错配的程度予以分析(Hsieh 和Klenow，2009；聂辉华和贾瑞雪，2011；龚关和胡关亮，2013)。龚关和胡关亮(2013)在突破规模报酬不变假设的基础上，发现若资本和劳动要素均实现有效配置，1998 年中国的制造业全要素生产率将提高约57%，而2007 年将提高约30%。

纵观上述研究不难发现，外资作为我国开放型经济的重要组成部分，其大规模进入如何影响制造业资源配置效率，鲜有文献对二者间关系进行考察。理论上，在非完全竞争的市场环境下，假使生产要素资源可以自由流动，大规模外资进入带来的市场竞争将会挤出低效率企业，由此释放的生产要素转而流向高生产率企业，从而改善整体的资源配置效率，促进一国经济增长(Syverson，2004；Hsieh 和 Klenow，2009)。然而，值得注意的是，在当前中国经济转型时期，国有企业和外资企业的自身优势导致生产要素配置在企业间存在明显的非对称竞争。正如张天华和张少华(2016)研究所指出，相较于非国有企业，国有企业享受着较多偏向性政策，使得其资本和劳动过度配置。此外，随着市场化改革的不断推进，中国下游行业基本实现了自由竞争，主要由民营企业主导，而上游行业则存在明显的国有垄断特征(刘瑞明和石磊，2010、2011)。这种国有企业与民营企业在市场结构方面的非对称性，不仅限制了高效率民营企业的市场进入，还造成上游行业较高的生产成本，继而通过产业间的上下游关联，推高了下游行业的中间品投入价格，阻碍了非国有企业的发展和整体的经济增长(刘小鲁，2005；刘瑞明和石磊，2010、2011；王永进和刘灿雷，2016)。

同既有研究相比，本文的边际贡献主要体现在以下三个方面：第一，本文拓展了既有研究视角，基于企业间生产率分布，首次系统性识别了外资进入的资源配置效应。本文借鉴了 Lu 等(2017)对 2002 年外资准入管制政策的识别，采用双重差分法，在有效控制内生性问题的基础上，更为准确地考察了外资进入对企业间资源配置效率的影响，为评估外资准入管制的政策效果和引导外资促进我国经济发展提供了有益借鉴。第二，本文的关键改进在于对其背后作用机制的探讨。本文在刻画企业间典型化事实的基础上，从国企与非国企面临的非对称市场结构着手，就外资进入扭曲制造业资源配置效率的机制途径进行验证与说明，本文对机制渠道的细致分析，为我国今后更加高效地引进与利用外资提供了新的经验证据。第三，本文的研究结论发现，外资进入带来的市场竞争抑制了企业间资源配置效率，造成这一现象的主要原因在于，一些低效率的国有企业凭借其自身优势在生产要素配置和市场结构方面与民营企业存在明显的非对称竞争，不利于发挥外资进入带来的资源再配置效应。因此，要更好地利用外商直接投资并发挥资源配置效率在经济增长中的积极作用，其关键在于给予所有企业之间平等的竞争环境，确保市场竞争机制在配置资源中的主导地位。

二、数据说明

（一）数据来源与说明

本文使用的数据主要为 1998—2007 年中国工业企业数据。我们在删除非制造业企业样本的基础上，进一步对该数据库做出如下处理：(1)参考 Brandt 等(2012)的做法，每两个统计年度按照企业法人代码、企业名称、法人名称、地区代码、行业代码等信息构建新的面板数据，生成新的企业识别代码；(2)采用Brandt 等(2012)的分行业产出与投入平减指数，将企业产出、增加值、资本、投资和中间投入等变量进行了价格平减；(3)借鉴 Brandt 等(2012)的做法，采用永续盘存法估算企业的实际资本存量，并删除企业员工少于8 人的观测样本；(4)参考Cai 等(2009)的做法，删除缺少以下变量的企业样本：总资产、净固定资产、销售额、工业总产值；(5)借鉴 Feenstra 等(2014)的做法，删除流动资产大于总资产、总固定资产大于总资产以及企业识别代码不存在的样本；(6)借鉴 Hsieh 和 Song(2015)的研究，根据企业的控股情况和注册资本，将国有绝对控股企业和国有注册资本大于 50%的企业定义为国有企业，其他企业则根据企业的注册类型和注册资本定义所有制类型。

（二）外资进入的识别

本文借鉴 Lu 等(2017)的方法，以 2002 年修订的《外商投资产业指导目录》(以下简称《指导目录》)作为政策冲击，来考察外资进入对中国企业间资源配置效率的影响。相较于实际进入的外资企业，外资进入的产业管制具有明显的外生性，从而较好地控制了已有研究可能存在的样本选择问题。

中国对外资企业的市场进入一直实行审批制管理。1995 年 6 月我国首次颁布了《指导目录》，对进入中国的外资企业实行全面管理与引导，并通过对其不断调整与改进来实现产业结构升级和经济增长的宏观发展目标。经国务院审定，中国政府分别于 1997 年、2002 年、2004 年、2007 年、2011 年和 2014 年对《指导目录》进行了修订，其中修订幅度最大的一次是在入世后的 2002 年，大量原来受到禁止和限制的行业被调整为限制和受鼓励的行业。为此，本文将2002 年的《指导目录》修订作为政策冲击来考察外资进入对企业间资源配置效率的影响。本文参照Lu 等(2017)的做法，对比2002 年与1997 年的《指导目录》，识别出发生改变的行业，然后将其与国民经济行业分类标准对接。

首先，通过对比 2002 年与 1997 年的《指导目录》，我们将外资准入管制有所放松的行业定义为受到政策鼓励的行业；外资准入管制有所收紧的行业则定义为受到限制的行业；外资准入管制并未发生改变的行业则为无变化行业①例如，某一行业的外资进入管制由 1996 年的禁止转变为限制、允许或鼓励，由限制转变为允许或鼓励，由允许转变为鼓励，均表明外资进入管制放松，定义为受到政策鼓励的行业。反之，若行业由鼓励变为允许、限制或禁止，由允许变为限制或禁止，由限制变为禁止，则是外资进入管制加强，定义为受限制行业。。其次，将《指导目录》中的行业与国民经济行业分类标准4 分位行业对接，这就会出现一个4 分位行业对应多个《指导目录》中的子行业。如果4 分位行业中的一个或多个子行业均受到政策鼓励，我们则将该行业定义为受鼓励行业；4 分位行业中的一个或多个子行业均受到限制则定义为受限制行业；4 分位行业中的子行业均未发生变化则定义为无变化行业；此外，如果 4 分位行业同时存在上述三种情况，则定义为混合行业。经过匹配，在 482个制造业行业(4 分位)中，有 131 个行业为政策鼓励行业，326 个行业为无变化行业，18 个政策限制的行业，7 个混合行业，与Lu 等(2017)的匹配结果基本一致。

三、计量模型设定

（一）模型设定

在当前非对称竞争的市场环境下，外资进入究竟是改善还是抑制了中国企业间的资源配置效率呢？对于这一问题，本文将从外资管制政策调整出发，以 2002 年外资进入管制的行业调整作为政策冲击，采用双重差分法进行探讨。其模型具体设定如下：

表1 生产率分布的统计特征

Controls 为其他控制变量。本文借鉴 Gentzkow(2006)以及 Lu 和 Yu(2015)的做法，加入了行业层面 2001 年新产品产出比重(Npr)、出口密集度(Gex)、平均就业人数(Lnem)和企业平均年龄(Avage)与政策冲击变量(Post)的交叉项，用以控制处理组和对照组可能存在的系统性差异①行业特征变量的选取不再列示，备索。；参考Lu 和Yu(2015)的做法，加入行业层面的国有企业份额(Soe)和关税水平(Tariff)，用以控制该时期国企改革和贸易自由化对行业生产率分布的影响。具体的统计描述见表2。

表2 变量的描述性统计

（二）双重差分法的平行趋势假设

我们分别从生产率分布的标准差、95-05 分位数差、90-10 分位数差和75-25 分位数差方面，就本文处理组和对照组的演变趋势进行刻画②在该部分及之后的实证部分中，本文均对度量生产率分布的各指标进行对数化处理。。根据图 1 可知，在外资进入管制政策调整(2002 年)之前，处理组和对照组生产率分布的演变趋势基本是一致的，而在调整之后，两组生产率分布的演变趋势才产生分化。这说明本文选取的处理组和对照组满足双重差分法的平行趋势假设，计量模型选用得当。

图1 生产率分布的演变趋势

四、实证分析

（一）OLS 初步回归分析

本文首先采用普通最小二乘法(OLS)就外资进入对中国企业间资源配置效率的影响进行初步考察。借鉴Javorcik(2004)的做法，使用行业中所有企业的外资份额以销售额作为权重的加权平均值来度量行业的实际外资进入程度，从而进行实证分析①以产出作为权重度量实际外资进入程度，同样不会影响本文结论的稳健性。。同时，我们也控制了行业与年份固定效应，以吸收行业层面不随时间变化的其他因素以及时间维度的宏观经济冲击，具体的回归结果见表 3。可以看到，Fentry(实际外资进入程度)的估计系数显著为正，表明外资进入明显扩大了行业内的生产率分布，抑制了企业间的资源配置效率。

表3 OLS初步回归结果

（二）双重差分法的回归结果

然而，采用实际的外资进入程度考察其对企业间资源配置效率的影响，存在明显的样本选择问题。如果外资企业的市场进入同行业内的资源配置效率相关，由此造成的样本选择问题将会导致有偏的估计结果。基于此，本文以2002 年外资准入管制的政策调整作为准自然实验，采用双重差分法就外资进入对企业间资源配置效率的影响进行实证分析。

1. 基准回归

表4 报告了模型式(1)的基准回归结果，其中第(1)、(3)、(5)、(7)列未加入其他控制变量。FDI×Post 的估计系数均显著为正，表明外资进入带来的市场竞争，提高了行业内生产率分布的离散程度，抑制了企业间的资源配置效率。在此基础上，我们在第(2)、(4)、(6)、(8)列加入了行业层面 2001 年新产品产出比重(Npr)、出口密集度(Gex)、平均就业人数(Lnem)和企业平均年龄(Avage)与政策冲击变量 Post 的交叉项，用以控制回归中可能存在的样本选择问题。其原因在于，政府在 2002 年对《指导目录》的大幅调整并不是随机决定的，往往会依据宏观调控目标以及行业发展情况来决定外资进入的行业管制，这将使得处理组和对照组存在一定程度的系统性差异，从而导致有偏的估计结果。为此，本文借鉴 Gentzkow(2006)以及 Lu 和 Yu(2015)的做法，在回归中进一步加入 2001 年的行业特征变量与政策冲击变量 Post 的交叉项，用以控制可能存在的样本选择偏差。在控制样本选择问题之后，我们发现 FDI×Post 的估计系数同样均显著为正，结果再次表明，外资进入抑制了企业间的资源配置效率。

表4 基准回归结果

2. 其他政策因素

由于外资进入的行业管制调整发生在 2002 年，而在这一时期，中国在 2001 年刚刚加入 WTO，由此导致进口关税明显下降。与此同时，国有企业刚刚结束了“三年脱困”时期(1998—2000 年)，大量国有企业进行了改制，扭转了持续亏损的经营局面。那么，在外资进入管制调整时期，由进口关税下降和国有企业改制带来的市场竞争是否会影响到本文估计结果的可靠性呢？对此，本文参考 Lu 和 Yu(2015)的做法，进一步加入行业层面的国有企业份额(Soe)和关税水平(Tariff)，用以控制该时期国企改革和贸易自由化对本文回归结果造成的估计偏误。

从表5 可以看出，在控制了国有企业份额和关税水平后，FDI×Post 的估计系数同样显著为正，并且对于生产率分布的不同测算指标均是稳健的。

表5 其他政策因素的回归结果

（三）稳健性检验

1. 虚设外资进入年份

双重差分法的一个重要识别约束条件是，在外资管制政策调整(2002 年)之前，处理组和对照组理应满足平行趋势假设。前文图 1 已对这一趋势假设进行了统计刻画。为进一步验证这一识别条件，本文参考 Topalova(2010)的做法进行稳健性检验。具体而言，我们选用外资进入管制政策调整(2002 年)之前的样本数据(1998—2001 年)，分别假设外资进入管制政策的调整发生在 1999 年或 2000 年，从而再次进行回归分析。其回归结果参见表6，我们将回归系数的标准误进行了Bootstrap(500 次)调整，以确保回归结果的可靠性。基于政策调整年份的稳健性检验表明，2002 年的外资进入确实抑制了企业间资源配置效率，本文的研究结论是稳健的。

表6 虚设外资进入年份的回归结果

2. 虚设外资进入行业

接下来，本文将通过更改处理组和对照组的样本选取方法，再次验证本文结论。具体而言，我们将从 457 个行业中随机挑选 131 个行业作为处理组，其他 326 个行业作为参照组，以此为基础再次进行实证分析。若2002 年的外资进入带来的市场竞争确实抑制了企业间的资源配置效率，那么，基于随机抽样的稳健性检验中，处理组和对照组内的生产率分布理应不存在明显差异。表 7 汇报了虚设外资进入行业的回归结果，我们将回归系数的标准误进行了Bootstrap(500 次)调整，可以看到，FDI×Post 的估计系数均不显著，基于外资进入行业的随机抽样再次验证了本文研究结论的稳健性。

3. 测算指标的再检验

在测算资源错配方面，本文主要采用生产率分布的标准差、95-05 分位数差、90-10 分位数差和 75-25 分位数差进行衡量。除此之外，在衡量分布方面，大量文献采用基尼系数和泰尔指数衡量个体之间的工资分布差异。出于稳健性考虑，本文采用基尼系数和泰尔指数测算的生产率分布，再次进行检验。根据表 8 第(1)列和第(2)列的回归结果，我们发现FDI×Post 的估计系数依然显著为正。这一结果表明，更改生产率分布的测算指标并不会影响回归结果，本文的研究结论是稳健的。

表7 虚设外资进入行业的回归结果

接着，采用 LP(Levinsohn 和 Petrin，2003)方法重新测算行业的生产率分布，并再次进行实证检验，回归结果参见表 8 的第(3)～(6)列。以 LP 方法测算的生产率分布同前文的回归结果一致，外资进入抑制了企业间的资源配置效率。此外，我们也采用ACF(Ackerberg 等，2015)方法再次测度了企业生产率，结论依旧稳健。

表8 测算指标的再检验

4. 出口和外资进入的再检验

外资准入的行业管制调整发生在2002 年，在此之前，中国于 2001 年加入WTO，出口规模迅速扩张。根据 Van Biesebroeck(2005)、De Loecker(2007)和张杰等(2009)的研究可知，企业进入出口市场，能够便利地接触到国外的先进技术，这将有助于提高企业自身的生产效率，进而产生明显的“出口中学习”效应。鉴于“出口中学习”效应的存在，入世之后的出口规模扩张可能会扩大出口企业与非出口企业间的生产率差距。为控制“出口中学习”效应对回归结果的干扰，本文将出口企业删除之后，再次进行实证检验。根据表 9 中第(1)～(4)列的回归结果可知，删除出口企业样本之后，FDI×Post 的估计系数依然显著为正。

能够开展对外投资的企业往往具有较高的生产率，那么，外资企业进入是否会直接加大行业内高生产率企业的比重而扩大行业内的生产率分布？为进一步考察外资进入对内资企业间资源配置效率的影响，我们删除外资企业再次进行回归分析，见表9中第(5)～(8)列，FDI×Post 的估计系数依然显著为正。因此，外资进入抑制了企业间的资源配置效率，且这一负面影响对于内资企业仍然显著存在。

表9 出口与外资进入的再检验

5. 控制上游服务业影响的再检验

服务业作为制造业生产经营活动的中间投入品行业，可以通过行业间的产业关联影响制造业资源配置。鉴于此，为排除服务业外资进入对研究结论的干扰，我们进一步控制服务业外资准入政策对制造业行业的影响程度，再次进行回归验证。

具体而言，与识别制造业外资准入的方法一致，我们对比了 1997 年与 2002 年《指导目录》中关于服务业外资准入管制的条目，区分出发生变化的服务行业，继而汇总到投入产出表所列示的二分位行业中，识别出服务业中受到政策鼓励、未发生变化、限制以及混合行业。同样我们将受到政策鼓励的服务性行业赋值为 1，将未发生变化的行业赋值为0，用SFDI 表示，即服务业外资准入政策调整的虚拟变量。

在此基础上，借鉴已有研究，利用中国 2002 年 122 个部门的投入产出表，计算出各个制造业行业同上游各服务部门的投入产出系数并加权，进而得到我国制造业行业受到上游服务业外资准入政策的影响程度指标，构造公式如下：

我们将Service_ fdi 加入基准模型(1)回归，结果见表10。可以看到，在控制了服务业外资进入因素之后，FDI×Post 的系数仍然显著为正，表明我国制造业资源错配确实是由本行业内外资进入引起的。

表10 控制上游服务业影响的再检验

6. 控制2004 年政策影响的再检验

进一步地，为控制2004 年《指导目录》调整的影响，我们剔除了样本中受到2004年外资管制政策影响的行业，再次予以验证。此外，继续采用多期双重差分法，将 2004年《指导目录》的调整纳入识别策略予以分析，结果详见表 11。可以看到，外资进入的估计系数仍显著为正，表明对照组中2004 年外资管制政策的微调，并未影响估计结果的稳健性①感谢审稿人的宝贵意见。。

表11 删除2004年政策微调受影响行业的回归结果

五、影响机制分析

根据 Hsieh 和 Klenow(2009)研究可知，倘若生产要素配置不存在市场扭曲，高生产率企业将会通过市场竞争机制兼并或挤出生产率较低的企业，从而提高整体的生产率水平，最终均衡条件下所有企业的生产率水平将是相等的。然而，由于市场扭曲的存在，即使在经济市场化程度较高的美国，生产率差异现象也是普遍存在，只是在过去市场经济转型时期的中国这一现象更为突出。可见，在该理论框架内，外资进入带来的市场竞争理应产生积极效应，改善企业间的资源配置效率，为何却抑制了中国企业间资源配置效率？考虑到中国经济发展的特定阶段与背景，本文初步认为，国有企业、外资企业和民营企业的自身优势在生产要素配置和市场结构方面表现出明显的非对称性竞争，从而在一定程度上阻碍了外资进入的资源再配置效应的发挥。为此，本文利用1998—2007 年中国工业企业数据库数据从企业生产效率、企业补贴、资本要素配置和上下游行业方面，就过去国有企业与非国有企业之间的非对称竞争进行刻画说明。在此基础上，试图从生产率分布的分位点回归、国企生产效率、国企市场份额和上游垄断方面就企业间的非对称竞争阻碍外资进入的资源配置效应进行验证。

（一）企业间非对称竞争的典型事实

图 2(a)中刻画了过去国有企业和非国有企业的生产效率，可以看到，国有企业的生产效率低于非国有企业。图 2(b)刻画了政府补贴在企业间的配置，可知国有企业的补贴份额明显高于其市场份额，这一现象表明在政府补贴方面，国有企业存在明显的自身优势。图 2(c)刻画了资本要素在企业间的配置现象，由图可知国有企业不仅更容易获得信贷资金，且支付较低的借贷成本。因此，在生产要素配置方面，国有企业凭借其优势，能够获得较多的补贴收入与信贷资源，导致生产要素配置在企业间存在明显的非对称竞争。图 2(d)给出了国企和非国企在上下游行业的分布情况，相比较而言，下游行业主要由非国有企业主导，而上游行业仍体现出明显的国企主导。这一统计描述同刘瑞明和石磊(2010)、王永进和刘灿雪(2016)的研究主张一致。由此可知，国有企业与非国有企业在市场结构方面也存在明显的非对称性。

图2 企业间非对称竞争的典型事实

（二）机制检验

1. 生产率分布的解释

由前文的回归结果可知，外资进入带来的市场竞争扩大了行业内高生产率企业与低生产率企业间的差距。那么，外资进入主要是提高了行业内高分位点企业的生产率还是降低了行业内低分位点企业的生产率？为进一步考察由外资进入导致的市场竞争对不同企业的异质性影响，本文将从生产率分布的5 分位点、10 分位点、25 分位点、50 分位点、75 分位点、90 分位点和95 分位点分别进行实证检验。

根据表12 可知，FDI×Post 的估计系数在低分位点处为负，其中在5 分位点和10分位点均通过统计显著性检验；FDI×Post 的估计系数在高分位点处为正，但未通过统计显著性检验。其结果表明，外资进入带来的市场竞争并未挤出低效率企业，却进一步降低了行业内低生产率企业的生产效率，由此扩大了行业内的生产率分布差距，抑制了企业间的资源配置效率。

表12 生产率分布的分位点回归

2. 国企生产率差距的解释

在过去市场经济转型时期，一方面国有企业的生产效率明显低于非国有企业，另一方面前者凭借自身优势占据了大量生产要素，导致企业间存在明显的非对称竞争。若企业间的非对称竞争确实抑制了资源配置效率，那么国有企业同外资企业之间的生产率差距越大，则企业间的非对称竞争越明显，外资进入对资源优化配置的阻碍作用就越大。为此，我们以企业销售额为权重，计算出行业内外资企业与国有企业的生产率差值，并以中位数为标准进行分样本回归。

表 13 显示，FDI×Post 的估计系数在中位数以上的样本中均显著为正，而在中位数以下的样本中不再显著。这表明，在国有企业同外资企业生产率差距较大的样本中，外资进入显著抑制了企业间资源配置效率。换句话说，国有企业同外资企业之间的生产率差距越大，企业间的非对称竞争越明显，对于资源优化配置的阻碍就越严重。因此，从国有企业生产率差距方面，验证了企业间的非对称竞争抑制了企业间资源配置效率。

表13 国有企业生产率差距的回归结果

3. 国企市场份额的解释

Hsieh 和 Klenow(2009)研究指出，市场扭曲导致要素价格在企业间的差异会造成要素的边际产出不同，进而导致整体生产效率的损失。结合图2 的典型事实可知，在政府补贴方面，国有企业以相对较低的市场份额获得了更多的政府补贴；在资本要素配置方面相似，国有企业更容易获取信贷资金，且往往支付较低的要素价格。由此可知，国有企业存在明显的优势。鉴于此，本文从国企市场份额上衡量其在生产要素配置方面的非对称竞争，以此进一步验证外资进入抑制企业间资源配置效率的主导因素。具体而言，我们以行业内国企市场份额的中位数为划分标准进行分样本回归。

根据表14 的回归结果可知，FDI×Post 的估计系数在国企市场份额较高的样本中均显著为正，而在中位数以下的样本中不再显著。这一结果表明，以国企市场份额衡量的生产要素配置方面的非对称竞争，确实抑制了外资进入的资源优化配置。

表14 国企市场份额的回归结果

4. 国企上游垄断的解释

随着市场化改革的不断推进，中国下游行业基本实现了自由竞争，主要由非国有企业所主导，而上游行业仍具有明显的国有垄断特征。为此，本文将从上游垄断的非对称竞争方面，再次考察导致外资进入抑制资源配置效率提高的影响因素。具体而言，借鉴Antràs 等(2012)投入产出的分析方法，结合中国2002 年的投入产出表，构建了行业层面的上游度指标，测算出每个行业在生产价值链中的相对位置。在此基础上，将中位数以上的行业定义为上游行业，位于中位数以下的行业定义为下游行业，进行分样本回归。回归结果如表15 所示。

可以看出，FDI×Post 的估计系数在上游行业内均显著为正，而在下游行业中均不显著。这表明，在当前国有企业主导上游行业、非国有企业主导下游行业的背景下，外资进入对资源配置效率的抑制主要体现在上游行业。由此可知，在上下游市场结构方面的非对称竞争，导致外资进入抑制了企业间资源配置效率。

表15 国企上游垄断的回归结果

六、结论与政策含义

关于外资进入对中国经济增长的影响，既有文献主要从企业自身生产效率方面，就外资进入对中国经济增长的微观机制进行实证考察，却忽视了其对企业间资源配置效率的重要影响，尤其是在当前经济增速放缓、发展模式转型和供给侧结构性改革的关键时期，改善企业间的资源配置效率，实际上已成为助推中国新一轮经济增长的关键所在。那么，大规模外资进入究竟是改善还是抑制了企业间的资源配置效率呢？为此，本文利用翔实的微观企业数据，系统考察了外资进入对中国制造业企业间资源配置效率的影响，并结合转型时期企业间的非对称竞争，分别从行业内生产率分布、国企生产率差距、市场份额以及上游垄断方面，进一步剖析了外资进入抑制企业间资源配置效率的因素。

本文研究发现：一是大规模外资进入带来的市场竞争并未提升中国企业间的资源配置效率，反而产生了显著的负面影响，外资进入扩大了行业内的生产率分布差距，抑制了企业间资源配置效率；二是造成这一现象的原因在于，过去转型时期国有企业的自身优势导致企业在生产要素配置与市场结构方面存在非对称竞争，不利于发挥外资进入的资源再配置效应。

本文政策含义如下：第一，在加大对外开放力度的同时，应更加注重高质量外资进入。这就需要将继续完善外资准入管制政策，健全负面清单机制作为引进高水平外资和促进行业竞争的关键抓手。具体来说，应从外资管理体制着手，突出《外商投资产业指导目录》在引导外资流入中的导向性作用，大幅度放开市场准入，逐步推广外资准入的负面清单管理模式，不断提高负面清单的透明度与规范度，通过引进高水平、高质量外资来发挥外商直接投资在促进行业竞争、激发企业活力中的重要作用。第二，应加快实现国内经济体制改革，将深入推进国有企业改革、完善市场化经营机制作为体制机制改革的主要方向。这就要求根据“竞争中性原则”深化国有企业改革，放开对国有企业的市场保护，营造不同类型企业间公正平等、动态高效的竞争环境，通过市场机制淘汰低效率企业，从而加速资源再配置。