外资准入政策与资源优化配置

邢 震 梁 君

一 引 言

改革开放以来，中国始终以开放的姿态积极融入到全球经济体系当中。一些研究认为外商投资在宏观上是中国经济增长的主要动力，促进了我国产业结构升级(郭克莎，2000)[1]，并且对于资源优化配置也有较大促进作用(卢荻，2003)[2]。在微观层面上，外来资本积累与高新技术产业空间布局有着较为直接的联系，缓解了融资压力(吴飞飞和邱斌，2015)[3]，推动了内资企业技术水平提升(李晓钟和王倩倩，2014[4]；金春雨和王伟强，2016[5])。

2018年以来，中美贸易摩擦事件增大了全球贸易的不确定性，也凸显了美国等发达国家“以邻为壑”和封闭倒退的做法。但是，开放带来进步，高筑贸易壁垒将导致国际贸易的倒退。对此，中国国家领导人多次表示要扩大开放来面对贸易摩擦，放松外资准入政策即是扩大对外开放的重要体现。从理论上看，大多研究支持外商投资对本国企业生产率具有促进作用(Aitken和Harrison，1999[6]；Aghion et al.，2009[7]；黄烨菁，2006[8])，放宽外资准入可以促进国内企业的资源再配置，进而促进生产率和技术的溢出。为了履行加入世界贸易组织(WTO)的承诺和进一步扩大开放，中国在2002年大幅度修订了《外商投资产业指导目录》，相较于1997年版，有更多行业对外资开放或者开放程度加深。Lu et al.(2017)[9]研究发现，外资准入政策对中国企业的出口水平、生产率等具有负向影响。与之相反，毛其淋和方森辉(2020)[10]的研究表明，外资进入自由化通过资源再配置效应进而有利于提高制造业总体的生产率水平。蒋灵多和陆毅(2018)[11]认为外资准入政策放松将导致市场竞争加剧，迫使低效率企业退出市场；其进一步研究发现对外开放政策有利于降低僵尸企业比重，并可以提高行业全要素生产率和创新能力(蒋灵多等，2018)[12]。韩超和朱鹏洲(2018)[13]从外资准入政策与高质量发展的关系切入，发现外资准入政策可以促进产品质量升级，具有技术垄断的外资企业进入市场将对在位企业的市场势力产生挤出效应。同时，由于外资企业的溢出效应可以通过学习效应获得，因此这种溢出效应较难保持其稳健性(Branstetter，1996)[14]。

综上，目前较少有文献涉及外资准入政策对资源优化配置的研究。外资带来的溢出效应本质上体现在直接的资本投入和间接的溢出效应。从作用机制来看，外资准入政策变化将对国内企业生产率造成直接的影响；外资准入政策放松可能通过技术溢出效应促进资源从效率低的企业向效率高的企业转移，或促使企业的生产经营从效率低的活动转向效率高的活动，从而提高资源的配置效率(Melitz，2003[15]；Syverson，2004[16])。但已有研究的结论并不一致，Lu et al.(2017)[9]认为外资份额增加将对企业绩效产生负向影响，而蒋灵多等(2018)[12]、毛其淋和方森辉(2020)[10]的研究发现外资准入政策放松可以提高行业的生产率。

尽管外资准入政策放松可能提高企业的生产率，但是准入门槛降低的行业内的企业生产率差距变化方向未定，如果生产率差距变小则意味着行业内的资源配置状况得到改善，相反，则意味着扩大了生产率差距进而导致资源的错配。有研究认为，生产率差异是造成经济差距的主要原因(石风光和李宗植，2009)[17]，生产率是否趋同具体可以用生产率在行业内的离散度来表示(Hsieh和Klenow，2009)[18]，生产率的离散度越低则经济差距越小，进而优化资源配置状况。同时，知识溢出效应可以促使低效率企业通过学习效应来追赶高效率企业，最终将整体上提高生产效率和缩减绩效差距(资源优化)。因此，本文以生产率的离散度作为资源配置状况的代理变量，主要研究外资准入政策放松对城市-行业层面生产率离散度以及企业层面全要素生产率的影响。

已有研究表明，外商投资对企业的影响与地理位置(Branstetter，2000)[19]、技术差距(Kokko，1994)[20]和企业自身的吸收能力(Liang，2017)[21]有关。因此，本文需要考虑外资准入政策的异质性影响。外资进入可能更多集中于行业和经济发展水平更高的东部地区，因而外资准入政策是否能实现资源优化与各地区的经济发展水平和地理位置有关(Branstetter，2000)[19]。同时，外资、民营和国有企业本身的生产率水平存在差距，数据显示外资和民营企业的生产效率更高，对外资的吸收能力也更强(Kokko，1994)[20]。外资带来的技术溢出效应能否被吸收与企业的技术层次(创新能力)有较大关联(Liang，2017)[21]，较高创新能力的企业对技术吸收能力可能更强。因此，后文主要从地区、企业性质和创新能力等方面进行异质性检验和分析。

下文结构安排：第二部分是外资准入政策演进与事实描述；第三部分是研究设计；第四部分是实证检验；第五部分是结论性评述。

二 外资准入政策演进与事实描述

(一)外资准入政策演进

2001年10月中国正式加入WTO，为了适应WTO规则，中国承诺扩大开放程度和放低市场准入门槛，减小对外资进入的限制。并在2000年和2001年修订了《外资企业经营法》、《外资企业法》和《中外合资经营企业法》，在2002年针对具体的行业或者产品重新修订了《外商投资产业指导目录》(下文简称为“目录”)。《目录》自1995年发布以来先后进行了七次修订，2002年、2004年和2007年在1997年的基础上进行了修订，其中2002年的修订幅度最大，并且是中国加入WTO后的第一次修订，2004年和2007年的修订幅度较小。参照已有研究的做法，将2002年相对1997年外资准入放松程度作为外生政策进行实验(Lu et al.，2017)[9]。

本文主要借鉴Lu et al.(2017)[9]、韩超和朱鹏洲(2018)[13]的方法具体识别外资准入政策在行业层面的变化，因为《目录》并不是根据国民经济行业分类标准设定，每一条目录既包括了产品层面，又包括了行业层面，根据每一条目录的具体含义一一识别到国民经济行业分类标准(GB-T4754-2002)的四位数行业，部分不能直接识别的条目，先根据《统计用产品分类目录》识别到产品层面，再由产品层面识别到行业层面(韩超和朱鹏洲，2018)[13]。

《目录》分为鼓励类、限制类和禁止类，2002年相较1997年，其中鼓励类目录增加93条，限制类减少37条，并且有些条目尽管内容一致，但是规定的宽严程度不同，因此需要一一对照。将部分变化程度不大的行业作为未变化行业处理，最终得出外资准入放松的行业69个，因为限制或者禁止而变严的行业25个。本文主要研究外资准入放松对生产效率和资源配置状况的影响，因此将外资准入变严格的行业剔除(Lu et al.，2017)[9]。

(二)生产率及其离散度的变化

本文将外资准入放松的行业作为实验组，将没有受到《目录》调整影响的行业作为对照组。参照已有研究的做法，使用生产率的离散度(TFPsd)作为资源优化程度的衡量指标(Hsieh和Klenow，2009)[18]，具体计算到县级城市-四位数行业层面，详细的指标测算方法见下文研究设计部分。为直观地显示样本生产率离散度，分别求出实验组和对照组生产率离散度的年平均值，然后绘制在图1中。从图1可以看出，虽然两组的生产率年平均离散度呈下降趋势，但2002年及以后实验组相较于对照组的离散度数值呈增大趋势，而且变化幅度更大。而2002年是《目录》重新进行调整的年份，因此外资准入政策很可能增大了实验组生产率的离散度。

由于企业生产率(TFP)的变化是生产率离散度变化的微观层面，并且本文也检验了外资准入政策对企业全要素生产率的影响。因此，本文分别求出实验组和对照组企业的年平均生产率，然后绘制在图2中。从图2可以看出，2001年以前实验组和对照组生产率变动趋势基本一致，2002年及以后实验组相较于对照组生产率的变化幅度不大，但两组差距基本上呈现变大的趋势。

图1 城市-行业层面的生产率离散度的变化趋势

图2 实验组和对照组企业年平均生产率的变化趋势

综合来看，外资准入政策放松降低了城市-行业层面的资源优化程度，但提高了企业层面的生产效率，具体将在下文实证检验部分进行验证。

三 研究设计

(一)计量模型设定

借鉴已有研究产业政策的文献，本文使用双重差分法(DID模型)进行实证检验。一方面外资准入政策指标无法直接而准确地量化，即难以测度外资准入政策的效力。另一方面，在外资准入政策实施的同时，可能同时存在其他政策和外部因素的干扰，因而难以准确识别该项政策的真实效力。一般认为，双重差分法在正确划分实验组和对照组，以及满足平行趋势假设等条件下，可以通过两次差分减弱潜在内生性的影响。外资准入政策调整具有一定的外生属性(Lu et al.，2017)[9]，因此本文使用控制城市固定效应、行业固定效应和年份固定效应的双重差分法计量模型进行实证检验，基本模型如下：

TFPsdtci=αt+αc+αi+βtreati×postt+∑nδnXtci+εtci

(1)

本文主要关注β系数的大小和方向，如果β>0且通过显著性检验，则说明外资准入政策放松提高了城市-行业层面生产率的离散度，降低了城市-行业层面的资源优化程度。其中，t、c、i分别表示年份、县级城市和二位数行业，X为控制变量，n为控制变量下标。treat表示是否受政策影响的行业分组，treat=1表示外资准入政策放松行业的样本，即实验组，treat=0表示未受政策影响的行业样本，即对照组。post表示政策实施前后的虚拟变量，由于《目录》是在2002年3月修订实施，借鉴Lu et al.(2017)[9]的方法将2002年设置为2/3，将2003年及以后的年份设置为1，其他年份设置为0。treat×post表示政策实施前后的净效应，在下文实证部分统一用tt来表示。由于外资准入政策实施在行业层面，为了控制行业间序列相关可能对模型造成的干扰，在四位数行业层面加聚类处理。同时，为了排除其他潜在因素对模型的干扰，逐步加入地区和行业层面的控制变量。

(二)数据来源和指标测算

本文使用1998-2007年的中国工业企业数据库，借鉴Brandt et al.(2012)[22]的方法对数据库进行了处理。首先，由于国民行业分类标准有所变化，2002年以前使用的是《国民经济行业分类(GB/T4754-1994)》，2002年以后使用的是《国民经济行业分类(GB/T4754-2002)》，为了使得行业代码保持一致性，本文将分类标准统一为《国民经济行业分类(GB/T4754-2002)》。其次，本文对地区代码进行一致处理，统一转化工业企业数据库的地区代码。最后，本文剔除了总资产、工业增加值、固定资产净值等变量缺失的数据，对于员工人数小于8人，总资产小于流动资产、固定资产净值，累计折旧小于当期折旧等不符合会计规则的数据进行了剔除。

本文主要采用Levinsohn和Petrin(2003)[23]的LP法测算全要素生产率(TFP)，这种方法可以避免索罗余值法(OLS)的内生性问题和样本选择问题，以及Olley和Pakes(1996)[24]方法(OP法)因为企业退出而造成样本大量损失和一些投资项为负值而造成样本截断的问题。同时，测算资源配置状况指标(TFPsd)需要大量样本，否则可能造成偏误，而使用LP法和索罗余值法可以保留大量样本，因此，以LP法测算的生产率作为本文被解释变量，将索罗余值法测算的生产率作为稳健性检验指标。

本文主要使用LP法测算的生产率在四位数行业内的离散度作为资源配置状况(TFPsd)衡量指标(Hsieh和Klenow，2009[18]；胡浩然等，2020[25])，如式(2)所示。其中，c、i的含义与前文相同，j代表企业，wTFP代表城市-行业层面的平均生产率。实际上，离散度法综合反映了城市-行业内部企业之间的生产率差距，当企业之间的生产率水平差距减小时，则可以认为资源配置得到优化，反之则为资源错配。从单一维度看，其中包含了任何两个企业之间生产率的差值，因此下文使用城市-行业内75%分位数点减去25%分位数点的生产率差值作为被解释变量的替代指标进行稳健性检验。此外，还使用索罗余值法测算的企业生产率作为相应的替代指标。因为样本数量较少可能导致测算的TFPsd出现偏差，剔除当年样本量小于100的四位数行业。

(2)

(三)控制变量

为了排除其他潜在因素的干扰，保持计量模型的稳健性，本文主要加入地区和行业层面的控制变量：(1)县级地区经济水平(cgdp)，用人均GDP除以不变GDP平减指数后取对数表示。(2)地理距离(dist)，用城市所在省份离最近港口球面距离取对数表示。(3)区域虚拟变量(zone)，将东部地区样本设置为1，其他设置为0。(4)行业集中度(hhi)，反映行业的竞争程度，hhii=∑j(yij)2，其中yij表示i行业中j企业的销售额比重，行业为四位数行业。(5)行业出口状况(hexp)，用四位数行业中出口交货值占行业总产值的比重衡量。(6)行业平均固定成本(hc)，用行业固定成本总额除以行业总产出值表示，固定成本包括企业营业费用、管理费用和财务费用。

检验外资准入政策对企业生产率的影响时，需要进一步加入企业层面的相关控制变量：(1)工资水平(wage)，用企业人均工资除以不变CPI指数后取对数表示。(2)年龄(age)，用企业实际年龄取对数表示。(3)企业规模(scale)，用企业职工人数取对数表示。(4)盈利状况(profit)，用企业利润总额除以工业总产值表示。(5)资本状况(capint)，用企业人均固定资产净值除以不变PPI指数后取对数表示。(6)外资企业虚拟变量(foe)，将外资企业设置为1，其他设置为0。(7)国有企业虚拟变量(soe)，将国有企业设置为1，其他设置为0，企业性质根据企业的国有资本、外资资本和民营资本分别占实收资本的比重大小来识别(1)本文将企业的国有资本金和集体资本金加总归类到国有资本，将外商资本金和港澳台资本金加总归类到外资资本，将个人资本金和法人资本金加总归类到民营资本，分别求出国有、外资和民营资本占企业实收资本的比重。然后根据比重大小分别归类到国有企业、外资企业和民营企业，例如，外资资本占企业实收资本的比重最大，则该企业为外资企业。。

四 实证检验

(一)基本检验

基本检验结果如表1模型(1)所示(2)本文使用豪斯曼(Hausman)检验，结果显示p值等于0，表示拒绝适合使用随机效应模型的原假设。，在计量模型中控制了县级城市层面的固定效应、二位数行业层面的固定效应和年份层面的固定效应，为了消除样本间可能存在的相关性，本文在行业层面对协方差进行了聚类调整。回归结果显示，交叉项tt的系数显著为正，则意味着放宽外资准入标准将增大城市-行业内部企业之间生产率的离散程度，即外资进入自由化不利于资源的优化配置。

离散度法实际上综合反映了企业之间全要素生产率的差异，本文进一步使用城市-行业内部75%分位数减去25%分位数的生产率差值作为替代指标，然后重新进行实证检验。具体回归结果如表1模型(2)所示，可以看出交叉项tt的系数显著为正，与模型(1)一致，即外资准入政策放松增大了分位数差值，即不利于资源的优化配置。鉴于分位数差法是离散度法的单一维度，指标构造原理具有一定的相似性，并且模型(1)和模型(2)的回归结果较为一致，因此本文主要将模型(1)作为基准模型。

表1 基本检验结果

(续上表)

(二)平行趋势的动态检验

双重差分法(DID模型)要求实验组和对照组满足平行趋势的假设，本文采用Kudamatsu(2012)[26]的方法做平行趋势的动态检验，验证在政策实施之前，实验组和对照组的变化趋势是否基本一致。首先设置年份虚拟变量(year)，例如2003年，当年设置为1，其他年份则设置为0，并且依次类推。在式(1)的基础上，将年份虚拟变量(year)替代政策冲击时间虚拟变量(post)，然后主要观察年份虚拟变量与政策分组虚拟变量交叉项(treat×year)系数的变化。为了便于比较，本文将1998年设置为基期，具体如式(3)所示，变量和字母含义与前文一致，回归结果如表2所示。

TFPsdtci=αt+αc+αi+βtreati×yeart+∑nδnXtci+εtci

(3)

表2 动态检验结果

(续上表)

从表2模型(1)可以看出，在2002年及以前交叉项(treat×year)的系数并不显著且数值大小差异较小，在2003年及以后发生了较大变化。这说明实验组和对照组在外资准入政策放松以前基本满足平行趋势的假设，并且在2002年以前不存在潜在的其他政策干扰。考虑稳健性，用分位数差法替代离散度法测算资源优化配置指标，回归结果如表2模型(2)所示，可以看出在2002年及以前交叉项(treat×year)的系数并不显著，这与模型(1)的结论基本一致。

为了更清晰地观察交叉项(treat×year)的变化趋势，将模型(1)、(2)中的系数绘制在图3中。从图3可以看出，交叉项的系数值在2003年及以后发生了较大变化，并且总体上呈现增大的变化趋势，这说明外资准入政策放松很可能是城市-行业内部生产率离散度和分位数差值增大的内在原因。

图3 交叉项(treat×year)估计系数的变化趋势

(三)稳健性检验

由于使用OP法测算全要素生产率可能导致样本截断从而使估计结果出现偏差，本文主要使用LP法测算全要素生产率，考虑稳健性，进一步使用索罗余值法测算生产率，并运用离散度法和分位数差法测算出相应的被解释变量。重新检验的回归结果如表3模型(1)、(2)所示，可以看出交叉项tt的系数值相比表1模型(1)、(2)发生了明显变化，但是系数的方向与前文一致。因此，替换企业全要素生产率测算方法后，本文的结论没有改变。

一般而言，双重差分法的使用前提是产业政策具有外生属性，在实验组和对照组满足平行趋势的前提假设下，通过两次差分最终可以去除潜在的内生性问题。但是，实验组和对照组的样本特征可能不尽相同，本文使用倾向得分匹配法(PSM)在对照组中挑选出与实验组相似的样本。选择变量为本文的控制变量，相关检验不再列出。使用倾向得分匹配法的回归结果如表3模型(3)所示，可以看出交叉项tt的系数显著为正，因而基本上可以排除因实验组和对照组中企业样本特征差异而造成的内生性问题。

表3 替换生产率的测算方法和使用倾向得分匹配法(PSM)

进一步进行安慰剂检验。《外商投资产业指导目录》主要详细列出了外资准入标准的鼓励类、限制类和禁止类三个方面，前文实验组为外资准入放松的行业，现将限制或者禁止措施变严的行业作为实验组，然后进行模拟实验。从表4模型(1)可以看出，交叉项tt的系数没有通过显著性检验，因此，反向说明了表1模型(1)的检验结果确实是由于原实验组(外资准入放松的行业)引起的。外资准入政策调整的时间点为2002年以后，将政策冲击的时间分界点随机提前两年到2000年，实验组和对照组的选择没有发生变化，然后重新进行模拟实验。从表4模型(2)可以看出，交叉项tt的系数没有通过显著性检验，因而反向证明了政策冲击的时间点并非随机给定。除此之外，使用分位数差法替换离散度法测算被解释变量，分别进行替换实验组和打乱时间分界点的反向模拟实验，结果如表4模型(3)、(4)所示，可以看出交叉项tt的系数没有通过显著性检验，这与表4模型(1)、(2)的结论一致。

综上表明，本文研究结论具有一定稳健性。

表4 安慰剂检验

(四)外资准入政策对企业生产率的影响

上文主要以城市-行业层面的生产率离散度作为资源优化配置程度的衡量指标，但是企业层面主要体现在全要素生产率的变化上。如果资源从生产效率低的企业向生产效率高的企业转移，或者企业的生产经营从生产效率低的活动转向生产效率高的活动，那么政策将有利于资源配置效率的改善，否则，政策将带来扭曲并造成“资源错配”(Melitz，2003[15]；Syverson，2004[16])。企业生产率和行业内的生产率离散度是衡量资源优化配置的两个不同方面，政策变化使行业内部生产率离散程度增大，并不意味着政策一定导致企业生产率下降。因此，中国的外资准入政策放松对生产效率和资源配置的影响方向存在多种可能，其中最优的是同时实现提高生产效率和促进资源优化；最差是降低生产率和造成资源错配；次优是提高生产效率，但是造成了资源错配。四种情况如表5所示。

表5 外资准入政策影响生产率及其离散度的可能情况

由表5可得，如果在外资准入政策的影响下，生产率提高，并且离散度下降，那么政策促进资源优化配置的效力达到最优。如果生产率下降，同时离散度提高，那么政策导致资源错配的作用达到最大。也可能存在生产率与离散度变化不一致的情况。从前文可知，外资准入政策放松增大了行业内部的生产率离散度，如果政策提高了企业生产率，则说明外资准入政策放松虽然弱化了行业层面的资源优化配置程度，但是对于提升企业生产率水平具有正向作用。

鉴于此，本文进一步检验外资准入政策对企业生产效率的影响，由于样本扩充到企业层面，在前文基本计量模型的基础上进一步加入了企业层面的控制变量，并且控制了企业层面和年份层面的固定效应。回归结果如表6所示，可以看出不管是使用LP法还是OLS法测算企业的全要素生产率，交叉项tt的系数显著为正，这说明外资准入政策有利于提高外资准入放松行业中企业的生产效率，这与已有研究的结论基本一致(毛其淋和方森辉，2020)[10]。进一步使用倾向得分匹配法(PSM)进行稳健性检验，回归结果如模型(3)所示，可以看出交叉项tt的系数显著为正，与模型(1)、(2)一致。

对于上述回归结果，其原因可能在于，外资准入政策放松吸引具有较高技术水平、资金雄厚的外资企业进入该行业，通过外来技术的溢出效应进一步提升了行业内企业的平均生产率水平。但是，外资企业或者外来资本不可能均匀地进入到行业中每一类企业，从而导致了优先进入企业的生产率得到大幅度提升，而没有外资进入或者外资滞后进入的企业生产率水平没有实质变化。因此，从离散度或者生产率差距角度看，外资准入政策不利于行业内部的资源优化配置。尽管如此，由于存在技术溢出效应，随着外资进入企业的快速发展，外资未进入企业也可能通过“追赶效应”慢慢减小与前者的差距，但是本文未验证这一推断。

表6 外资准入政策对企业生产率的影响

(五)异质性检验

从上文可以看出，外资准入政策可以影响城市-行业层面的生产率离散度，并通过影响企业层面的生产效率进而产生作用。但是，由于企业所在地区、企业性质及初始创新能力等方面存在差异(如表7所示)，进而可能导致外资准入政策对其生产率及离散度的影响也存在异质性。从表7可以看出，实验组和对照组企业的生产率水平在地区、企业性质和创新水平等方面存在显著差异。不管是实验组还是对照组样本，在地区层面，东部地区生产率最高，中、西部地区逐次降低；企业性质层面，外资企业生产率水平最高，民营企业比国有企业更高；企业创新水平方面，有创新产值的企业生产率水平更高。因此，本文从上述三方面进行异质性检验具备现实基础。

表7 生产率在地区、企业性质和创新水平方面的分布

关于地区层面的异质性检验。由于区位差异，各地区初始的行业和经济发展水平抑制了外资准入政策在地理层面的影响深度，政策效力可能由东部到西部逐次降低。本部分同时检验外资准入政策对企业生产率及其离散度的影响，回归结果如表8所示。从模型(1)-模型(3)可以看出，交叉项tt系数的显著性逐步下降，并且数值减小，说明外资准入政策主要在东部地区促进了企业生产率提高，中部地区的显著性有所下降，西部地区则不受影响。这可能与东部地区的营商环境更为优越和外资企业更多有关，进而导致外资进入程度更深。同样地，从模型(4)-模型(6)可以看出，交叉项tt系数的显著性逐步下降，并且数值减小，这与模型(1)-模型(3)的变化趋势一致。表明地区差异导致了外资进入程度的不同，最终导致了政策效力的不同。

表8 外资准入政策在地区层面的异质性影响

关于企业性质层面的异质性检验。从表7可以看出，外资企业的生产率最高，国有企业生产率最低。外资企业对于外来资本的吸收能力更强，甚至可以直接增加国外合作公司的资金投入。对于生产率离散度的检验，本文根据城市-行业层面中不同性质企业数量占全部企业数量的比例大小进行排序，如果其中外资企业数量的比例最大，则该行业定义为外资行业，依次类推。企业性质的划分标准与前文控制变量部分的划分标准一致。回归结果如表9所示，从模型(1)-模型(3)可以看出，仅外资和民营企业样本组中交叉项tt的系数通过了显著性检验，国有企业样本组并不显著，并且模型(3)交叉项tt的系数值相比模型(1)更大。这可能是因为，随着外资准入标准的放松，外资更多进入了外资企业和民营企业，相对于民营企业，由于外商对外资企业更为熟悉，因而进入的资本更多，最终导致政策效力更大。而国有企业的开放程度相比民营企业更低，外资进入的门槛也更高，因而外资准入政策的效力并不显著。从模型(4)-模型(6)可以看出，交叉项tt的系数仅在民营和外资行业样本组中显著，这与模型(1)-模型(3)的回归结果一致。

表9 外资准入政策在企业性质层面的异质性影响

关于创新能力层面的异质性检验。外资准入政策可能带来技术溢出效应，但是技术溢出效应能否被有效吸收与企业自身的创新能力有关。本文进一步从创新能力角度进行异质性检验，参照吕越等(2018)[27]的方法，使用新产品产出值与工业总产值的比例来衡量企业的创新能力。本文从年份-创新能力两个维度按照三分位数分为“低创新能力”、“中创新能力”和“高创新能力”三个样本组。对于生产率离散度的检验，本文根据城市-行业层面中不同创新能力企业的数量比例大小进行排序，将高创新能力企业数量比例较大的行业定义为高创新能力行业，依次类推。回归结果如表10所示，从模型(1)-模型(3)可以看出，交叉项tt的系数显著为正，且数值差异不大。这说明不管是低创新能力还是高创新能力的企业，外资准入政策对企业生产率都有提升作用。但从模型(4)-模型(6)可以看出，仅模型(4)中交叉项tt的系数显著为正，模型(5)、(6)没有通过显著性检验。本文认为，具有较高创新能力的企业对政策吸收能力更强，并且通过技术溢出效应进一步提升行业内外资进入程度较少企业的生产率，因而不容易增大企业间的经济差距。

表10 外资准入政策在企业创新能力层面的异质性影响

五 结论性评述

本文以2002年《外商投资产业指导目录》调整作为准自然实验，基于1998-2007年中国工业企业数据，运用双重差分法(DID模型)，分析外资准入政策放松对资源优化配置的影响。结果表明：(1)外资准入政策放松增大了城市-行业层面生产率的离散度，进而不利于资源的优化配置；(2)从企业层面来看，外资准入政策提高了规制放松行业中企业的平均生产效率；(3)异质性检验结果显示，外资准入政策对资源优化配置的影响与区域、企业性质和创新能力等因素密切相关，外资准入政策导致资源错配的效力主要体现在东部地区、非国有和低创新能力行业的样本组中。

尽管外资准入政策放松有利于提高企业的全要素生产率，但同时也增大了城市-行业内部企业之间生产率的离散度，导致了资源错配。因此，外资进入在短期内大幅度改善了经济绩效，但是也拉大了企业之间生产率水平的差距。本文认为，这可能与外资在不同类型企业中的进入程度存在差异有关，因此，应当鼓励企业主动吸纳外来资本和先进技术。异质性检验部分的回归结果显示，越是靠近东部地区，外资准入政策的效力越显著，因而中西部经济欠发达地区更应当主动加大招商引资力度。对于国有企业，外资准入政策的作用就越不显著，可以配合国有企业体制改革要求，使得更多的外来资本、先进技术、管理经验流向国有企业。创新能力越强的行业，外资准入政策导致资源错配的作用就越不明显，因此，应当鼓励企业提高自主创新能力，进而增强对外资准入政策调整所带来的技术溢出的吸收能力。