李 平 盧 霄

一、引 言

制造業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的主體，其生產(chǎn)效率直接關(guān)系中國經(jīng)濟(jì)增長的速度和質(zhì)量，然而國內(nèi)勞動力成本的不斷上升和國際經(jīng)濟(jì)形勢的不確定性增加對我國制造業(yè)發(fā)展形成巨大挑戰(zhàn)，如何提高制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率是當(dāng)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(chǎn)率(Total Factor Productivity，TFP)的提升主要通過優(yōu)化一國內(nèi)部勞動和資本等生產(chǎn)要素的配置和改善資源錯配來實(shí)現(xiàn)(Ramous 等，2014)。在開放條件下，資源可以通過外商直接投資(Foreign Direct Investment，F(xiàn)DI)等方式在全球范圍內(nèi)進(jìn)行優(yōu)化配置，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)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(huán)境，更多的跨國公司開始在中國尋求發(fā)展機(jī)會，特別是伴隨著《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》(以下簡稱《目錄》)的多次修訂和市場準(zhǔn)入負(fù)面清單的實(shí)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(nèi)外資企業(yè)一視同仁、平等對待的原則，給予外資企業(yè)國民待遇，新外商投資法的頒布標(biāo)志著國家開始由關(guān)注FDI 數(shù)量向關(guān)注FDI 質(zhì)量的轉(zhuǎn)變，這有助于吸引高質(zhì)量外資持續(xù)投資中國市場，促進(jìn)外商投資主體多元化、投資領(lǐng)域多樣化和投資產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化。據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，中國實(shí)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(guī)模實(shí)現(xiàn)了每年千億美元的飛躍，自1993 年以來連續(xù)26 年居發(fā)展中國家和地區(qū)首位，成為吸引FDI 大國。那么作為國際先進(jìn)生產(chǎn)要素的重要載體之一，如此大量的FDI 進(jìn)入能否起到提高中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的作用？外資來源地的不同及制造業(yè)企業(yè)存在的異質(zhì)性是如何影響企業(yè)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(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響渠道有哪些？關(guān)于這些問題的思考和回答，對于中國制定科學(xué)合理的引資政策、推進(jìn)中國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和做強(qiáng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)具有重要的現(xiàn)實(shí)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(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》的修訂所引發(fā)的外資自由化這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)①《目錄》自1995 年首次提出以來，分別經(jīng)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(shí)施，因而本文研究期間主要經(jīng)歷了2002 年和2004 年兩次調(diào)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(chǔ)上的稍微調(diào)整，具體變動情況可參考蔣靈多等(2018)的文獻(xiàn)。因此，本文選取2002 年作為外部政策沖擊發(fā)生的年份。，采用1998—2007 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)并使用雙重差分法實(shí)證分析外資自由化對中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的微觀影響效應(yīng)及其作用機(jī)制，并且從外資來源地與內(nèi)資制造業(yè)企業(yè)異質(zhì)性角度考察外資自由化政策的實(shí)施效果。本文的創(chuàng)新和可能的貢獻(xiàn)主要在于:第一，在研究視角上，本文從微觀層面系統(tǒng)探討外資自由化這一制度開放政策對中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響效應(yīng)及其作用渠道，有助于更全面地揭示中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提升的驅(qū)動因素，同時有助于完善有關(guān)評估外資自由化“生產(chǎn)率效應(yīng)”②外資自由化的“生產(chǎn)率效應(yīng)”是指“技術(shù)知識”和“其他非技術(shù)信息”通過外資自由化政策促進(jìn)內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率的提升。的文獻(xiàn)。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(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，使用雙重差分法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，能夠有效解決內(nèi)生性問題。第三，進(jìn)一步從多個方面考察外資自由化對中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的異質(zhì)性影響，并探究不同來源地FDI 與異質(zhì)性制造業(yè)企業(yè)在獲取源于外資自由化政策紅利方面的內(nèi)在機(jī)制，這有利于指導(dǎo)中國今后的引資政策，從而為制造業(yè)企業(yè)提質(zhì)增量提供有益的理論支持。

二、文獻(xiàn)綜述

與本文密切相關(guān)的已有研究主要有以下兩類:一類是研究FDI 經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的文獻(xiàn)，另一類是考察中國制度變化對內(nèi)資制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率影響的文獻(xiàn)。本部分將主要從這兩個方面對已有文獻(xiàn)進(jìn)行綜述。

對FDI 經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究大部分集中于FDI 的溢出效應(yīng)。譚毅和張世賢(2011)將FDI 溢出路徑歸納為模仿效應(yīng)、競爭效應(yīng)、人員流動效應(yīng)和前后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)四類。大量文獻(xiàn)已經(jīng)證明，F(xiàn)DI 不僅會促進(jìn)同行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率的提高(Haskel 等，2007；傅元海等，2010)，而且會通過上下游關(guān)聯(lián)帶來垂直技術(shù)溢出效應(yīng)，進(jìn)而提高行業(yè)間企業(yè)生產(chǎn)效率(Lin 等，2009；Javorcik，2004)。但是，有些學(xué)者認(rèn)為FDI 的溢出效應(yīng)并非都是正向的，例如Lu 等(2017)利用1998—2007 年中國工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI 的大規(guī)模進(jìn)入給同行業(yè)內(nèi)資企業(yè)所帶來的負(fù)向競爭效應(yīng)大于正向集聚效應(yīng)，最終降低了內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率。因此，F(xiàn)DI 技術(shù)溢出效應(yīng)可能是有條件的，會受到外資股權(quán)結(jié)構(gòu)(Abraham 等，2010)、行業(yè)技術(shù)水平(Keller 和 Yeaple，2009)、金融市場(Alfaro 等，2004)及技術(shù)差距(蔣殿春和張宇，2006)等因素的影響。此外，一些學(xué)者認(rèn)為跨國公司對發(fā)展中國家的投資是一個內(nèi)生過程，這一問題也可能是造成FDI 溢出效應(yīng)不確定的原因之一(Lu 等，2017；孫浦陽等，2015)。

近年來，隨著微觀數(shù)據(jù)可獲得性的增加，國內(nèi)開始涌現(xiàn)出關(guān)于研究“中國制度變化對企業(yè)生產(chǎn)率影響”的文獻(xiàn)。已有文獻(xiàn)主要從最終商品貿(mào)易自由化(余淼杰，2011)、中間產(chǎn)品貿(mào)易自由化(毛其淋和許家云，2015)、環(huán)境規(guī)制(李斌等，2013)、服務(wù)業(yè)改革(周念利，2014)、國產(chǎn)化政策(譚詩羽等，2017)及產(chǎn)業(yè)集聚(張海峰和姚先國，2010)等方面來捕捉促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)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(xué)者的關(guān)注。然而，目前的相關(guān)研究主要集中在外資自由化對企業(yè)創(chuàng)新(毛其淋，2019a)、產(chǎn)能過剩(楊光和孫浦陽，2017)、僵尸企業(yè)處置(蔣靈多等，2018)及企業(yè)出口(孫浦陽等，2015)等方面，從外資來源地與制造業(yè)企業(yè)異質(zhì)性角度考察中國政府實(shí)施的外資自由化政策對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響效應(yīng)及內(nèi)在作用機(jī)制的文獻(xiàn)還有待完善。

綜上所述，已有研究尚存在以下幾點(diǎn)不足:(1)在FDI 經(jīng)濟(jì)效應(yīng)方面，雖然國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)對FDI 的技術(shù)溢出效應(yīng)進(jìn)行了深入研究，但其結(jié)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(guī)模進(jìn)入對中國制造業(yè)企業(yè)的影響有待進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。(2)在中國制度變化方面，已有文獻(xiàn)對于外資自由化與內(nèi)資制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率關(guān)系的探討比較缺乏，鮮有學(xué)者對外資自由化影響內(nèi)資制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行系統(tǒng)梳理和實(shí)證檢驗(yàn)。(3)精確把握外資來源地的不同及內(nèi)資企業(yè)異質(zhì)性，有助于我們?nèi)嫣骄客赓Y自由化政策的微觀經(jīng)濟(jì)影響和實(shí)施效果。因此，外資來源地及內(nèi)資企業(yè)異質(zhì)性是如何影響內(nèi)資企業(yè)獲取來自外資自由化政策的效率紅利？其內(nèi)在作用機(jī)制是什么？這無疑是需要我們重點(diǎn)關(guān)注的問題。遺憾的是，大多數(shù)已有文獻(xiàn)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(shí)施效果缺乏說服力。上述問題的解決，對于優(yōu)化我國利用外資結(jié)構(gòu)、提升我國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)效率至關(guān)重要，本文希望在以上方面有所突破。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

（一）模型設(shè)定

為了考察外資自由化政策對中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，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(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分法進(jìn)行實(shí)證估計(jì)，基準(zhǔn)雙重差分模型設(shè)定如下:

其中，下標(biāo)i 代表企業(yè)，下標(biāo)j 代表四位碼行業(yè)，下標(biāo)t 代表年份。因變量ln TFPijt為全要素生產(chǎn)率對數(shù)值，采用LP 法衡量，該方法是由Levinsohn 和 Petrin(2003)提出的一種半?yún)?shù)方法，使用中間投入品作為不可觀測的企業(yè)生產(chǎn)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(fā)生政策變動的四位碼行業(yè)，我們將外資開放程度提高的行業(yè)作為處理組，賦值為1；將外資開放程度不變的行業(yè)作為對照組，賦值為0①參考Lu 等(2017)的文獻(xiàn)。。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(jì)系數(shù) α1是需要著重關(guān)注的對象，它描述了外資管制放松對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響方向和程度。當(dāng)α1＞0 時，說明在2002 年新修訂的《目錄》實(shí)施后，外資開放程度提高的制造業(yè)行業(yè)中企業(yè)生產(chǎn)率提高幅度大于外資開放程度不變的行業(yè)的生產(chǎn)率提高幅度，也就是說外資自由化政策有利于制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提高，反之則說明外資自由化政策抑制了企業(yè)生產(chǎn)率的提高。將誤差項(xiàng)分為 μi、μt和 εijt三部分進(jìn)行考察，其中 μi為企業(yè)固定效應(yīng)，用于控制不隨時間變化的企業(yè)特征；μt為年份固定效應(yīng)，用于控制不隨企業(yè)變動的時間效應(yīng)；εijt為用于控制其他特定異質(zhì)效應(yīng)的隨機(jī)擾動項(xiàng)①與DID 基本模型設(shè)定不同的是，本文模型中并不包含Treat 和 02Post 單獨(dú)兩項(xiàng)，這是因?yàn)樵诙嗥陔p重差分法中個體固定效應(yīng)項(xiàng)和時間固定效應(yīng)項(xiàng)已經(jīng)能夠捕捉到這兩項(xiàng)的效應(yīng)(周茂等，2018)。?？刂谱兞縓 包括企業(yè)規(guī)模(Firmsize)、企業(yè)年齡(Firmage)、企業(yè)出口密集度(Firmexp)、企業(yè)流動性(Firmflu)、國有企業(yè)虛擬變量(Statedum)、國有企業(yè)改革(Statereform)、行業(yè)競爭程度(HHI )。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文研究的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于由國家統(tǒng)計(jì)局負(fù)責(zé)維護(hù)的1998—2007 年③本文采用的數(shù)據(jù)區(qū)間是1998—2007 年，可能會存在樣本數(shù)據(jù)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(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，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(dāng)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(shù)據(jù)的可得性和穩(wěn)健性，本文將樣本期間定在1998—2007 年。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，其包含了全部國有企業(yè)及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)。由于本文以制造業(yè)企業(yè)為研究對象，所以在原始樣本中刪除掉“采礦業(yè)”“電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)”數(shù)據(jù)。考慮到中國在2002 年頒布了新的《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》并于2003 年開始正式實(shí)施，為了保證樣本研究期間行業(yè)代碼的一致性，本文根據(jù)Brandt 等(2012)對中國工業(yè)行業(yè)分類(CIC)4 位碼進(jìn)行調(diào)整，調(diào)整后的制造業(yè)4 位碼行業(yè)有482 個。針對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中樣本匹配混亂、變量值異常、測度誤差明顯、指標(biāo)存在缺失和變量定義模糊等嚴(yán)重問題，本文借鑒Brandt 等(2012)和聶輝華等(2012)的方法，刪除工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)、從業(yè)人員和中間品投入為零或者為負(fù)的企業(yè)樣本及不符合會計(jì)規(guī)范的企業(yè)樣本；同時為了避免存在樣本選擇問題，刪除員工人數(shù)少于8 人的企業(yè)樣本。此外，本文使用企業(yè)所在地區(qū)工業(yè)品出廠價格指數(shù)來平減工業(yè)增加值，使用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)來平減固定資本存量，使用工業(yè)生產(chǎn)者購進(jìn)價格指數(shù)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(shí)際變量。最后，由于本文的研究對象是內(nèi)資企業(yè)，于是借鑒路江涌(2008)的做法，將25%的外資占企業(yè)股權(quán)的比例作為劃分內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)的界限，低于這一比例的企業(yè)為內(nèi)資企業(yè)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸

本部分主要考察外資自由化對中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響效果，基準(zhǔn)回歸結(jié)果報(bào)告于表1。表1 第(1)列只控制了企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，我們發(fā)現(xiàn)交互項(xiàng)Treat ×Post 02的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這意味著外資管制放松行業(yè)(即處理組)的企業(yè)生產(chǎn)率相比較于外資管制程度不變行業(yè)(即對照組)的企業(yè)生產(chǎn)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(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提高。表1 第(2)列在此基礎(chǔ)上控制了企業(yè)層面的影響因素，在控制了企業(yè)層面的影響因素后，交互項(xiàng) Treat ×Post 02的估計(jì)系數(shù)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(yè)企業(yè)生產(chǎn)率。從控制變量的回歸結(jié)果可以看出:企業(yè)規(guī)模(Firmsize)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這可能是因?yàn)榇笠?guī)模企業(yè)更有可能通過發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)的優(yōu)勢提升企業(yè)生產(chǎn)率。企業(yè)年齡(Firmage)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，對此可能的解釋為年長企業(yè)往往存在“路徑依賴”，這導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新動力不足，最終使年長企業(yè)與新進(jìn)入市場的企業(yè)相比表現(xiàn)出較低的生產(chǎn)率。企業(yè)出口密集度(Firmexp)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這一結(jié)果恰好與中國企業(yè)存在的低價出口悖論現(xiàn)象相吻合(盛丹和王永進(jìn)，2012)。企業(yè)流動性(Firmflu)的回歸系數(shù)顯著為正，這可能是因?yàn)榱鲃淤Y產(chǎn)占比越多的企業(yè)越有能力應(yīng)對和處理外界的負(fù)面沖擊，有更加充足的資金做出提升企業(yè)生產(chǎn)率的行為。此外，我們還發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)具有較低的生產(chǎn)率，這主要是由于國有企業(yè)的低效率和無效的激勵機(jī)制所導(dǎo)致。表1 第(3)列進(jìn)一步控制了行業(yè)層面的控制變量，我們觀察到，HHI 的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，這意味著內(nèi)資制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提高與競爭性的市場結(jié)構(gòu)密切相關(guān)。同時，交互項(xiàng)Treat ×Post 02的估計(jì)系數(shù)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(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率。具體地，外資管制放松的行業(yè)中制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率比外資管制程度不變的行業(yè)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(yè)改革步伐，為了避免該改革措施可能對實(shí)驗(yàn)結(jié)果產(chǎn)生的影響，我們對該項(xiàng)改革措施進(jìn)行控制，結(jié)果報(bào)告于表1 第(4)列?；貧w結(jié)果顯示，國有企業(yè)改革顯著促進(jìn)了制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提高。值得注意的是，此時交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，即外資自由化對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)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(qū)層面的因素可能會對中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率造成影響，于是第(5)列繼續(xù)加入“地區(qū)×年份”固定效應(yīng)以控制所有地區(qū)層面隨時間變化因素的影響，后續(xù)的實(shí)證分析中均對此進(jìn)行控制。此時，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，這再一次驗(yàn)證了本文的核心結(jié)論:外資自由化政策顯著促進(jìn)了中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提高。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）雙重差分法設(shè)定的有效性檢驗(yàn)

1. 預(yù)期效應(yīng)

為了保證外資自由化政策實(shí)施的外生性，我們在基準(zhǔn)雙重差分模型(1)的基礎(chǔ)上引入 Treat × Post01來檢驗(yàn)企業(yè)是否存在預(yù)期效應(yīng)，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(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著不為0，那么意味著制造業(yè)企業(yè)在2002 年之前就已經(jīng)形成了提高自身生產(chǎn)率的預(yù)期，會導(dǎo)致雙重差分法的估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏誤。加入新交叉項(xiàng) Treat × Post01之后的估計(jì)結(jié)果報(bào)告于表2第(1)列，我們發(fā)現(xiàn)這一項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)不顯著且很小，說明預(yù)期效應(yīng)不存在。表2 第(2)列在此基礎(chǔ)上引入交互項(xiàng) Treat × Post00，其中 Treat × Post00表示《目錄》修訂前兩年的時間虛擬變量，結(jié)果顯示交互項(xiàng) Treat × Post00的估計(jì)系數(shù)仍然不顯著。上述檢驗(yàn)結(jié)果表明，內(nèi)資企業(yè)在2002 年《目錄》修訂之前并沒有形成提升自身生產(chǎn)率水平的預(yù)期，同時可以觀察到，在考慮到可能的預(yù)期效應(yīng)的情況下，核心變量 Treat × Post02的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正。

2. 同趨勢性假設(shè)檢驗(yàn)

同趨勢性假設(shè)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(jié)果變量(這里是企業(yè)生產(chǎn)率)應(yīng)按照相同的趨勢發(fā)展。為了對此進(jìn)行檢驗(yàn)，我們將基準(zhǔn)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(jìn)行估計(jì)，表2 第(3)列報(bào)告了回歸結(jié)果。從其中可以看出，2002 年之前年份的估計(jì)系數(shù)不顯著，2002 年及其之后年份的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這說明在2002 年《目錄》修訂之前處理組和實(shí)驗(yàn)組制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的變化滿足同趨勢性假設(shè)。

3. 兩期雙重差分法估計(jì)

以上研究都是在多期雙重差分法的基礎(chǔ)上進(jìn)行的，但是Bertrand 等(2004)認(rèn)為多期雙重差分法可能會因?yàn)榇嬖谛蛄邢嚓P(guān)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(fā)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(yè)的變量求算術(shù)平均，進(jìn)而采用兩期雙重差分法模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果報(bào)告在表2 第(4)列。此時，交互項(xiàng) Treat × Post02的估計(jì)結(jié)果顯著為正，這說明外資自由化能夠顯著提高制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的核心結(jié)論依然成立。

4. 安慰劑檢驗(yàn)

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

表2 雙重差分法估計(jì)的有效性檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表2

5. 控制產(chǎn)業(yè)時間趨勢檢驗(yàn)

考慮到行業(yè)內(nèi)某些無法觀測的產(chǎn)業(yè)特定因素可能會對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，如果忽視這些產(chǎn)業(yè)特定因素，可能會導(dǎo)致雙重差分法的估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏誤。于是，我們借鑒Liu 和 Qiu(2016)的做法，將產(chǎn)業(yè)特定的時間趨勢項(xiàng)(即αi×t)作為額外的控制變量加入雙重差分法模型進(jìn)行估計(jì)，以此檢驗(yàn)無法觀測的產(chǎn)業(yè)特定因素是否會對本文估計(jì)結(jié)果帶來實(shí)質(zhì)性影響，估計(jì)結(jié)果報(bào)告于表2 第(6)列。此時，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，這說明在控制產(chǎn)業(yè)時間趨勢之后外資自由化政策仍然會對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著提高作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文得到的核心結(jié)論是:外資自由化顯著提高了中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率。為了保證所得結(jié)論的穩(wěn)定性和可靠性，下面將從核心指標(biāo)的再度量及內(nèi)資企業(yè)識別標(biāo)準(zhǔn)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果見表3。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

1. 企業(yè)生產(chǎn)率的另一種度量

這里，我們采用OP 法對企業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)行再測算，表3 第(1)列報(bào)告了這一回歸結(jié)果，此時交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明外資自由化顯著提高了中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)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(shí)施日期是2002 年4 月1 日，為了保證估計(jì)結(jié)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(jì)結(jié)果報(bào)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(jì)系數(shù)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(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的核心結(jié)論沒有改變。

3. 對分組虛擬變量Treat 進(jìn)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(yè)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(yè)仍然賦值為0；而對于外資開放程度提高的行業(yè)，若行業(yè)開放程度躍升1 級(如由禁止類轉(zhuǎn)為限制類)則賦值為1，若行業(yè)開放程度躍升2 級(如由禁止類轉(zhuǎn)為允許類)則賦值為2，若行業(yè)開放程度躍升3 級(如禁止類轉(zhuǎn)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(bào)告了其具體回歸結(jié)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(jì)系數(shù)仍然顯著為正，這說明外資自由化政策確實(shí)能夠顯著提高內(nèi)資制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率。

4. 重新識別內(nèi)資企業(yè)

在基準(zhǔn)回歸中我們借鑒路江涌(2008)的做法，將25%的外資占企業(yè)股權(quán)的比例作為劃分內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)的界限，低于這一比例的企業(yè)為內(nèi)資企業(yè)。在本部分，我們嘗試分別將企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)中外資比例小于35%和50%的企業(yè)界定為內(nèi)資企業(yè)，回歸結(jié)果報(bào)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(yè)之后，T reat ×Post 02的估計(jì)系數(shù)顯著為正，即回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

表4 Treat_new 取值情況矩陣

五、外資自由化對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的異質(zhì)性影響

通過上面的實(shí)證分析可以發(fā)現(xiàn)，外資自由化政策顯著提高了中國整體制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率水平。但是，由于初始稟賦和企業(yè)性質(zhì)的顯著差異，中國制造業(yè)企業(yè)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(yè)企業(yè)生產(chǎn)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(jù)、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(yè)所有制、要素投入密集度及企業(yè)規(guī)模這四個方面對制造業(yè)企業(yè)進(jìn)行分組檢驗(yàn)，以考察外資自由化政策對中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的異質(zhì)性影響，估計(jì)結(jié)果如表5 所示。

表5 異質(zhì)性影響效應(yīng)

（一）外資來源地

外資可能根據(jù)來源地的不同特征對中國制造業(yè)企業(yè)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(qū)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(bào)告了不同外資來源地條件下外資自由化政策對內(nèi)資制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響。其結(jié)果表明，在來自我國的港澳臺地區(qū)外資的企業(yè)子樣本回歸中，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)數(shù)值為負(fù)但不顯著；在來自其他國家外資的企業(yè)子樣本回歸中，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)數(shù)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(qū)和國家的外資確實(shí)產(chǎn)生了差異性影響，即來自其他國家的外資更有利于促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提高，而來自我國的港澳臺地區(qū)的外資對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生了微弱的負(fù)向影響。

導(dǎo)致上述結(jié)果的背后機(jī)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(qū)的外資企業(yè)與中國內(nèi)資企業(yè)在語言、文化、習(xí)俗等方面具有很大的相似性，因而其生產(chǎn)的產(chǎn)品與中國內(nèi)資企業(yè)之間存在更為激烈的競爭關(guān)系，由此可能產(chǎn)生負(fù)向競爭效應(yīng)，甚至可能會擠出同行業(yè)內(nèi)資企業(yè)。同時，來自其他國家的外資企業(yè)以西方發(fā)達(dá)國家企業(yè)為主，相對于來自我國的港澳臺地區(qū)的外資企業(yè)而言擁有更加先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，因而其產(chǎn)生的正向示范效應(yīng)更強(qiáng)，內(nèi)資制造業(yè)企業(yè)從外資企業(yè)的正向示范效應(yīng)中能獲得更多有益啟示，有利于企業(yè)創(chuàng)新水平的提高，進(jìn)而有利于促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)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(qū)的外資企業(yè)以出口加工貿(mào)易為主，因此其相比于來自其他國家的外資企業(yè)在與上下游內(nèi)資企業(yè)業(yè)務(wù)聯(lián)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(yè)通過與中國內(nèi)資企業(yè)緊密的業(yè)務(wù)聯(lián)系，分別將先進(jìn)的技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)與高質(zhì)量、多種類、更便宜的中間投入品提供給上下游內(nèi)資企業(yè)(毛其淋和許家云，2018)，這不僅有利于提高上游內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新能力，而且有利于降低下游內(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)成本，進(jìn)而能夠促使內(nèi)資制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提高。

（二）企業(yè)所有制

前文在基準(zhǔn)回歸中得到的結(jié)論是基于中國所有制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，考察的是外資自由化政策對中國所有內(nèi)資制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的平均影響，但是中國的國有企業(yè)和民營企業(yè)無論是在政策扶持、資金融通方面還是在經(jīng)營狀況方面都存在顯著差異。因此，將中國內(nèi)資企業(yè)按照企業(yè)所有制性質(zhì)劃分來分別考察外資自由化政策對國有企業(yè)和民營企業(yè)生產(chǎn)率的影響具有重要意義。表5 第(3)、(4)列報(bào)告了外資自由化對國有企業(yè)和民營企業(yè)子樣本的回歸結(jié)果。在國有企業(yè)子樣本的回歸中，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)雖然為正但是不顯著；在民營企業(yè)子樣本的回歸中，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正。這說明外資自由化政策顯著提高了民營企業(yè)生產(chǎn)率，而對國有企業(yè)生產(chǎn)率的提升作用有限。

其可能的內(nèi)在機(jī)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(yè)，因此大量民營企業(yè)由于在金融市場上融資困難而無法獲得研發(fā)資金，企業(yè)創(chuàng)新困難，從而導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)率低下，甚至被迫退出市場；同時，資源在國有企業(yè)和民營企業(yè)之間存在錯配現(xiàn)象，民營企業(yè)在獲取優(yōu)質(zhì)資源和生產(chǎn)要素方面更加困難。外資自由化政策所引致的外資大規(guī)模進(jìn)入，不僅能夠直接為民營企業(yè)注入資金，而且使得民營企業(yè)能夠從上游外資企業(yè)購買到質(zhì)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(yè)的融資困難問題，進(jìn)而提高民營企業(yè)生產(chǎn)率。然而，相對于民營企業(yè)而言，國有企業(yè)能夠享受更多的優(yōu)質(zhì)資源，因此缺乏與外資企業(yè)建立業(yè)務(wù)聯(lián)系的動力，所獲得來自外資自由化政策的正向促進(jìn)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(fā)，研究外資自由化對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的異質(zhì)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(shù)密集型企業(yè)。表5 第(5)列至第(7)列分別報(bào)告了以勞動密集型、資本密集型與技術(shù)密集型企業(yè)為子樣本的回歸結(jié)果。其回歸結(jié)果表明，在資本密集型企業(yè)子樣本的回歸中交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，而在勞動密集型和技術(shù)密集型企業(yè)子樣本的回歸中交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)不顯著，表明外資自由化顯著提高了資本密集型企業(yè)生產(chǎn)率，而對勞動密集型和技術(shù)密集型企業(yè)生產(chǎn)率的提升沒有顯著作用，甚至對技術(shù)密集型企業(yè)產(chǎn)生了微弱的負(fù)向影響。

對此可能的解釋為:資本密集型企業(yè)更加重視設(shè)備等資本品的進(jìn)口與更新，也更加重視研發(fā)創(chuàng)新(張杰和鄭文平，2017；毛其淋，2019b)，F(xiàn)DI 的大規(guī)模流入會增加資本密集型企業(yè)的資本深化程度并且有助于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，進(jìn)而有助于提高資本密集型企業(yè)的生產(chǎn)率水平。隨著中國勞動力成本的增加，流入勞動密集型企業(yè)的FDI 數(shù)量下降，同時，由于勞動密集型企業(yè)大多從事操作簡單、步驟繁瑣的低價代工業(yè)務(wù)，容易陷入低端鎖定的困境之中，企業(yè)生產(chǎn)率難以提升。對于技術(shù)密集型企業(yè)，一方面，技術(shù)密集型企業(yè)一般是人才和高新科技的集聚地，學(xué)習(xí)模仿能力更強(qiáng)，F(xiàn)DI 企業(yè)會擔(dān)心技術(shù)外溢而加強(qiáng)對技術(shù)的壟斷，因而東道國技術(shù)密集型企業(yè)很難從外資自由化政策中獲益；另一方面，中國的技術(shù)密集型企業(yè)處于發(fā)展初期，具有規(guī)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(guī)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(fēng)險(xiǎn)，甚至可能會被擠出市場。

（四）企業(yè)規(guī)模

表5 第(8)列和第(9)列分別報(bào)告了大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)子樣本的估計(jì)結(jié)果。其回歸結(jié)果表明:雖然無論是在對大規(guī)模企業(yè)子樣本的回歸中還是在對小規(guī)模企業(yè)子樣本的回歸中交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均為正，但是外資自由化對于大規(guī)模企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更加明顯。

其可能的原因有:相對于規(guī)模小的企業(yè)，規(guī)模較大的企業(yè)更有可能通過發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢來降低生產(chǎn)成本，從而能夠緩解融資約束和提高企業(yè)利潤率；其更有能力購買與更新機(jī)器設(shè)備等固定資產(chǎn)；大規(guī)模企業(yè)在資本和人力資源方面占據(jù)優(yōu)勢地位，更有能力進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新活動，這些因素都有可能使外資自由化對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率提高的促進(jìn)作用更加顯著。

六、進(jìn)一步分析：外資自由化影響制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的作用渠道

在異質(zhì)性分析部分，本文分別從外資來源地、企業(yè)所有制、要素投入密集度、企業(yè)規(guī)模這四個角度來探究外資自由化政策實(shí)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(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的內(nèi)在作用機(jī)制具有重要啟發(fā)。

（一）企業(yè)創(chuàng)新

在從外資來源地和企業(yè)規(guī)模方面探究中國制造業(yè)企業(yè)如何獲取來自外資自由化政策的效率紅利時，我們認(rèn)為外資自由化政策可能會通過促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新進(jìn)而提高了中國制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新水平，并且已有大量文章驗(yàn)證了企業(yè)創(chuàng)新行為能夠提高企業(yè)生產(chǎn)率(Amable 等，2016)。受此啟發(fā)，本文首先檢驗(yàn)外資自由化對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響。借鑒毛其淋(2019a)的做法，采用新產(chǎn)品銷售額加1 后取對數(shù)來測算內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新，估計(jì)結(jié)果報(bào)告在表6 第(1)列。從其中可以看出，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這意味著外資自由化顯著促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新行為。其可能的作用機(jī)制為:一方面，外資企業(yè)大規(guī)模進(jìn)入會通過示范效應(yīng)、競爭效應(yīng)和人員流動效應(yīng)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。具體而言，林進(jìn)智和鄭偉民(2013)認(rèn)為外資企業(yè)為了方便在東道國直接進(jìn)行研發(fā)和產(chǎn)品生產(chǎn)，主要是以投資建廠的形式進(jìn)入中國，這樣國內(nèi)企業(yè)能夠有機(jī)會近距離學(xué)習(xí)和模仿外資企業(yè)帶來的先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，從而不斷增強(qiáng)自身的創(chuàng)新能力。同時，外資企業(yè)大規(guī)模進(jìn)入會與同行業(yè)內(nèi)資企業(yè)形成競爭，激烈的市場競爭倒逼內(nèi)資企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新以獲取更大的發(fā)展空間。此外，在外資企業(yè)接受過良好訓(xùn)練的創(chuàng)新型人才流向內(nèi)資企業(yè)的過程，也能夠?yàn)榇龠M(jìn)內(nèi)資企業(yè)創(chuàng)新發(fā)揮重要作用(毛其淋，2019a)。另一方面，外資企業(yè)為下游內(nèi)資企業(yè)提供零部件和中間產(chǎn)品，下游內(nèi)資企業(yè)通過吸收、物化零部件和中間產(chǎn)品中的知識與技術(shù)能夠提高企業(yè)創(chuàng)新能力；同時，外資企業(yè)對向其提供中間品和零部件的上游內(nèi)資企業(yè)的嚴(yán)格要求和技術(shù)支持，會促使內(nèi)資企業(yè)通過“干中學(xué)”效應(yīng)提升自身創(chuàng)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(chǎn)率效應(yīng)”方面，我們認(rèn)為外資自由化可能會通過增加內(nèi)資企業(yè)資本深化程度進(jìn)而提高內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率，同時宋冬林等(2011)認(rèn)為資本深化帶來的偏向型技術(shù)進(jìn)步是中國制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的主要來源。于是，我們進(jìn)一步分析外資自由化政策對企業(yè)資本深化的影響效應(yīng)。借鑒周茂等(2018)的方法，使用固定資產(chǎn)與全部職工人數(shù)的比值來衡量資本深化程度，其中固定資產(chǎn)使用固定資產(chǎn)價格指數(shù)進(jìn)行平減。表6 第(2)列給出了我們的估計(jì)結(jié)果。從其中可以發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為正，并且通過了10%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明外資自由化能夠顯著提高內(nèi)資企業(yè)的資本深化程度。這可能是因?yàn)?，外資自由化政策導(dǎo)致外資大規(guī)模進(jìn)入，外資進(jìn)入為中國內(nèi)資企業(yè)帶來了先進(jìn)的生產(chǎn)設(shè)備(固定資產(chǎn))和資本，這無疑增加了內(nèi)資制造業(yè)企業(yè)的資本密集度。

（三）融資約束

在分析企業(yè)所有制對外資自由化政策紅利產(chǎn)生的異質(zhì)性影響方面，我們認(rèn)為外資自由化政策可能會通過緩解內(nèi)資企業(yè)的融資約束進(jìn)而提高了內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)率。同時，葛鵬等(2017)的研究發(fā)現(xiàn)，2004—2007 年間融資約束給中國工業(yè)企業(yè)帶來了32%～38%的總產(chǎn)出效率損失，因而企業(yè)面臨的融資約束放松能夠促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提高。鑒于此，在這部分我們檢驗(yàn)外資自由化對制造業(yè)企業(yè)融資約束的影響。借鑒洪霞等(2011)的做法，本文采取企業(yè)應(yīng)收賬款占銷售收入的比值來衡量企業(yè)融資約束程度，該指標(biāo)值的大小與企業(yè)面臨的融資約束嚴(yán)重程度成正比。表6 第(3)列報(bào)告了我們的估計(jì)結(jié)果，即交互項(xiàng) Treat × Post02的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這意味著外資自由化顯著緩解了中國制造業(yè)企業(yè)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(yè)大規(guī)模進(jìn)入，這一方面會增加?xùn)|道國上游行業(yè)的市場競爭強(qiáng)度，導(dǎo)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(nèi)資企業(yè)的生產(chǎn)成本會降低，在其他條件保持不變的前提下，內(nèi)資企業(yè)的利潤水平會增加，進(jìn)而其面臨的融資約束能夠得到緩解；另一方面，為了降低貿(mào)易運(yùn)輸成本，外資企業(yè)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(yè)擴(kuò)大對上游內(nèi)資企業(yè)所生產(chǎn)的中間投入品的需求，進(jìn)而內(nèi)資企業(yè)的利潤水平得到提升，這顯然會減弱內(nèi)資企業(yè)面臨的融資約束強(qiáng)度。

同時，表6 第(4)列檢驗(yàn)了外資自由化對制造業(yè)企業(yè)利潤率的影響，其中企業(yè)利潤率借鑒蔣靈多等(2018)的方法，采用ln[(利潤總額/銷售產(chǎn)值)+1]來衡量。此時，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這再次驗(yàn)證了我們上面的結(jié)論，即外資自由化有助于提高制造業(yè)企業(yè)利潤率，進(jìn)而緩解制造業(yè)企業(yè)面臨的融資約束。

表6 影響渠道

七、結(jié)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(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的微觀影響效應(yīng)及其作用機(jī)制，事關(guān)中國經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。鑒于此，本文基于2002 年中國政府對《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》的修訂所引發(fā)的外資自由化這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，使用雙重差分法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，同時分析了外資來源地及制造業(yè)企業(yè)異質(zhì)性是如何影響企業(yè)獲取源于外資自由化政策的效率紅利，并進(jìn)一步探究了外資自由化政策影響中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的內(nèi)在作用機(jī)制。本文的研究結(jié)果如下:第一，外資自由化顯著提高了中國整體制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，這一結(jié)論在進(jìn)行有效性檢驗(yàn)、替換核心指標(biāo)測度方法、改變內(nèi)資企業(yè)識別標(biāo)準(zhǔn)的情況下依然成立。第二，對異質(zhì)性分析后發(fā)現(xiàn)，來自其他國家的外資比來自我國的港澳臺地區(qū)的外資對制造業(yè)企業(yè)提高生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更大。此外，外資自由化對民營企業(yè)、資本密集型企業(yè)及大規(guī)模制造業(yè)企業(yè)對生產(chǎn)率的提升效果更加顯著，而對國有企業(yè)、勞動密集型企業(yè)、技術(shù)密集型企業(yè)及小規(guī)模制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響不顯著。第三，進(jìn)一步的機(jī)制檢驗(yàn)表明，外資自由化能夠通過激勵企業(yè)創(chuàng)新、提高企業(yè)資本深化程度、緩解企業(yè)面臨的融資約束及提高企業(yè)利潤率這四條渠道促進(jìn)內(nèi)資制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提高。

本文的研究對于進(jìn)一步推進(jìn)中國外資自由化進(jìn)程和促進(jìn)中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提升具有一定的參考價值。對于政府而言，首先應(yīng)該繼續(xù)深化對外開放，探索實(shí)行外資準(zhǔn)入國民待遇加負(fù)面清單管理模式，為外資進(jìn)入創(chuàng)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(guī)透明度和重視知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)等措施增強(qiáng)營商環(huán)境對外資企業(yè)的吸引力。再次，嚴(yán)格把控引進(jìn)外資質(zhì)量，引進(jìn)外資原則由“擴(kuò)大規(guī)?！毕颉疤岣哔|(zhì)量”轉(zhuǎn)變。最后，對異質(zhì)性檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，來自我國的港澳臺地區(qū)的外商直接投資沒有對內(nèi)資制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)生顯著影響，然而來自我國的港澳臺地區(qū)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(dá)到67.65%，如何發(fā)揮來自我國的港澳臺地區(qū)的外資對中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的正向促進(jìn)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(yè)生產(chǎn)率的提升效果更加顯著，對技術(shù)密集型企業(yè)的促進(jìn)作用不顯著。因此，國家應(yīng)繼續(xù)深化國有企業(yè)改革，為民營企業(yè)的發(fā)展?fàn)I造良好的市場環(huán)境和競爭機(jī)制；同時要大力支持技術(shù)密集型企業(yè)的發(fā)展，鼓勵企業(yè)創(chuàng)新，培育企業(yè)核心競爭力。對于制造業(yè)企業(yè)自身而言，一方面，要重視企業(yè)創(chuàng)新，加大創(chuàng)新研發(fā)費(fèi)用的投入，不斷增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新能力，提高企業(yè)創(chuàng)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(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素在全球的優(yōu)化配置。