黎紹凱 全詩(shī)凡 張廣來(lái)

摘 要：采用2000～2009年的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)構(gòu)建動(dòng)態(tài)計(jì)量模型，通過(guò)兩步系統(tǒng)GMM方法檢驗(yàn)企業(yè)對(duì)外投資行為對(duì)要素市場(chǎng)扭曲的影響效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)對(duì)外投資行為有效降低了我國(guó)要素市場(chǎng)扭曲程度，提升了市場(chǎng)要素資源的利用效率。市場(chǎng)要素分解檢驗(yàn)、IV-2SLS估計(jì)及樣本期分段檢驗(yàn)的結(jié)果依然穩(wěn)健。進(jìn)一步通過(guò)中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)對(duì)外投資行為對(duì)要素市場(chǎng)扭曲的作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)企業(yè)對(duì)外投資行為主要通過(guò)加速“去過(guò)剩產(chǎn)能”和邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、提升國(guó)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率三條途徑來(lái)化解我國(guó)要素市場(chǎng)扭曲困境。企業(yè)大規(guī)模“走出去”可以有效化解過(guò)剩產(chǎn)能和“反哺”國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，這是當(dāng)前我國(guó)新一輪改革開(kāi)放尋求新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)的動(dòng)因所在。

關(guān)鍵詞：對(duì)外直接投資;要素市場(chǎng)扭曲;系統(tǒng)GMM;資源配置

文章編號(hào)：2095-5960（2020）01-0047-12;中圖分類(lèi)號(hào)：F124;文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、問(wèn)題的提出

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)取得跨越式發(fā)展并創(chuàng)造了“中國(guó)式發(fā)展奇跡”，經(jīng)濟(jì)總量已躍居全球第二，但是受市場(chǎng)資源、環(huán)境及粗放型增長(zhǎng)模式的多重約束，近年我國(guó)經(jīng)濟(jì)下行壓力增加，而要素資源結(jié)構(gòu)性扭曲便是主要癥結(jié)所在。[1]因此，如何有效化解要素市場(chǎng)扭曲困境成為當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期，實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量可持續(xù)發(fā)展的重要議題。

2015年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議提出的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，本質(zhì)目的就在于矯正要素資源配置扭曲，通過(guò)價(jià)格信號(hào)的競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制進(jìn)行市場(chǎng)資源配置。黨的十九大也進(jìn)一步明確指出，“經(jīng)濟(jì)體制改革必須以完善產(chǎn)權(quán)制度和要素市場(chǎng)化配置為重點(diǎn)”，市場(chǎng)制度的完善能夠一定程度加快市場(chǎng)要素資源的合理化配置，即破除“體制扭曲論”[2]。要素市場(chǎng)扭曲的本質(zhì)在于企業(yè)、部門(mén)間要素資源在非市場(chǎng)機(jī)制下的錯(cuò)配程度。封閉條件下，化解要素市場(chǎng)扭曲主要通過(guò)制度改革加快國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力、資本的合理化配置。[3]開(kāi)放條件下，國(guó)內(nèi)企業(yè)可以通過(guò)對(duì)外直接投資等渠道實(shí)現(xiàn)資本、勞動(dòng)力的全球流動(dòng)及優(yōu)化配置。而在新一輪改革開(kāi)放我國(guó)企業(yè)大規(guī)?！白叱鋈ァ钡臅r(shí)代背景下，企業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)融入度及全球價(jià)值鏈分工參與度不斷提升，截至2016年，我國(guó)已有近2.44萬(wàn)家企業(yè)開(kāi)展對(duì)外投資活動(dòng)，并在全球190個(gè)國(guó)家（地區(qū)）設(shè)立分支機(jī)構(gòu)或投資建廠。日益劇增的企業(yè)對(duì)外投資行為無(wú)疑為扭轉(zhuǎn)我國(guó)要素市場(chǎng)分布結(jié)構(gòu)的不利局面創(chuàng)造了重要機(jī)遇，這也成為政府和學(xué)術(shù)界熱切關(guān)注的焦點(diǎn)。

早有學(xué)者利用生產(chǎn)前沿分析法[4][5]、生產(chǎn)函數(shù)法[6]和市場(chǎng)化指數(shù)法[7]開(kāi)創(chuàng)性地定義了要素市場(chǎng)扭曲不同維度的測(cè)度方法，為后續(xù)研究提供了可靠的方法指導(dǎo)和理論借鑒。Brandt et al.[8]發(fā)現(xiàn)中國(guó)非農(nóng)業(yè)部門(mén)存在嚴(yán)重的資本、勞動(dòng)力要素扭曲問(wèn)題，并且國(guó)有與非國(guó)有企業(yè)之間的信貸歧視會(huì)加劇這種要素錯(cuò)配程度。無(wú)獨(dú)有偶，簡(jiǎn)澤等[9]也發(fā)現(xiàn)制造業(yè)部門(mén)存在嚴(yán)重的資本扭曲現(xiàn)象，即資本并未按企業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)行優(yōu)化配置，而資本扭曲及資源配置效率需要通過(guò)推動(dòng)金融部門(mén)市場(chǎng)化改革加以改善。而針對(duì)如何化解我國(guó)要素市場(chǎng)扭曲這一問(wèn)題，國(guó)內(nèi)途徑主要以完善市場(chǎng)化制度和避免政府不當(dāng)干預(yù)為主，資本、勞動(dòng)力在價(jià)格信號(hào)的市場(chǎng)機(jī)制下進(jìn)行自由流動(dòng)及優(yōu)化配置，最終化解要素市場(chǎng)扭曲困境。余東華、呂逸楠[2]則認(rèn)為政府不當(dāng)干預(yù)加劇了戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)能過(guò)剩問(wèn)題，從而引起要素資源的配置效率相對(duì)較低。戴魁早[10]利用中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)地方官員的財(cái)政激勵(lì)、晉升激勵(lì)和尋租激勵(lì)對(duì)地區(qū)要素市場(chǎng)配置產(chǎn)生了嚴(yán)重的扭曲效應(yīng)。謝攀、林致遠(yuǎn)[11]利用深滬A股上市公司數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)地方保護(hù)下的種種壁壘阻礙了資本從制造業(yè)向服務(wù)業(yè)的流動(dòng)，造成產(chǎn)業(yè)間資本配置的扭曲。國(guó)際途徑主要以出口和投資兩大“強(qiáng)心劑”來(lái)實(shí)現(xiàn)資本、勞動(dòng)力的全球化自由流通，從而有效化解國(guó)內(nèi)產(chǎn)能過(guò)剩和降低要素市場(chǎng)扭曲。白俊紅、劉宇英[12]通過(guò)對(duì)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)對(duì)外直接投資顯著地改善了中國(guó)整體資本和勞動(dòng)力的資源錯(cuò)配，并且要素資源錯(cuò)配程度存在明顯的地區(qū)性差異。經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期造成要素資源結(jié)構(gòu)性扭曲及部門(mén)間資源錯(cuò)配的部分原因在于國(guó)內(nèi)產(chǎn)能?chē)?yán)重過(guò)剩，而張先鋒等[13]發(fā)現(xiàn)企業(yè)對(duì)外直接投資行為尚未成為有效化解過(guò)剩產(chǎn)能的主要路徑，因此，企業(yè)對(duì)外投資行為能否有效化解要素市場(chǎng)扭曲還不得而知。另外，國(guó)內(nèi)要素市場(chǎng)配置的嚴(yán)重扭曲使得企業(yè)將目光轉(zhuǎn)向國(guó)外，可能反向加速企業(yè)對(duì)外投資行為，王文珍、李平[14]發(fā)現(xiàn)要素市場(chǎng)扭曲顯著促進(jìn)我國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資，而且對(duì)企業(yè)對(duì)外投資行為的區(qū)位選擇偏好性仍具有顯著影響。

盡管現(xiàn)有研究已取得了重要的成果，但仍有可拓展的空間：一是以往研究主要采用省級(jí)或行業(yè)層面數(shù)據(jù)作為研究樣本，顯然，這難以捕捉到企業(yè)決策的差異性和企業(yè)異質(zhì)性特征的影響;二是盡管對(duì)微觀企業(yè)出口、投資行為對(duì)要素結(jié)構(gòu)扭曲、資源錯(cuò)配已有相關(guān)研究成果，但尚缺乏對(duì)內(nèi)在影響機(jī)理的探討，而且企業(yè)出口、投資行為與要素市場(chǎng)扭曲可能存在互為因果的關(guān)系，內(nèi)生性問(wèn)題需要慎重考慮。鑒于以上考慮，本文采用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)和兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)方法探討企業(yè)對(duì)外投資行為對(duì)要素市場(chǎng)扭曲的影響，較好地解決了個(gè)體異質(zhì)性和內(nèi)生性問(wèn)題，同時(shí)采用中介效應(yīng)模型對(duì)其影響機(jī)制加以檢驗(yàn)，使其結(jié)論更加可靠。

二、理論分析與機(jī)制假說(shuō)

企業(yè)對(duì)外直接投資（OFDI）是實(shí)現(xiàn)跨國(guó)資源重新配置、積極參與全球化競(jìng)爭(zhēng)的重要途徑。一方面，對(duì)外投資行為加快本土企業(yè)參與國(guó)際分工和要素資源的跨國(guó)流動(dòng)，形成先進(jìn)技術(shù)及管理經(jīng)驗(yàn)的跨國(guó)交流機(jī)制，國(guó)內(nèi)企業(yè)通過(guò)“取長(zhǎng)補(bǔ)短”來(lái)推動(dòng)技術(shù)改革和提升企業(yè)生產(chǎn)能力;另一方面，企業(yè)對(duì)外直接投資亦能充分發(fā)揮投資國(guó)的資本集聚優(yōu)勢(shì)、東道國(guó)在資源、技術(shù)等特定比較優(yōu)勢(shì)而實(shí)現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬遞增。[15]盡管OFDI在全球范圍內(nèi)的不斷延伸與擴(kuò)大，可能進(jìn)一步稀釋對(duì)外匯儲(chǔ)備及削弱本國(guó)總產(chǎn)出，但國(guó)內(nèi)嚴(yán)重的產(chǎn)能過(guò)剩問(wèn)題導(dǎo)致優(yōu)質(zhì)要素資源并不完全按照市場(chǎng)機(jī)制配置到高生產(chǎn)效率的企業(yè)[16]，這種企業(yè)間的要素資源錯(cuò)配嚴(yán)重降低了國(guó)內(nèi)要素利用效率和總產(chǎn)出水平。

一般而言，要素市場(chǎng)扭曲主要涉及地區(qū)間要素資源錯(cuò)配、部門(mén)間要素配置扭曲及要素價(jià)格扭曲。封閉條件下，要素資源只能在國(guó)內(nèi)進(jìn)行跨地區(qū)流動(dòng)，受地區(qū)誘導(dǎo)性政策、交通便利性及市場(chǎng)化制度的制約影響，勞動(dòng)力、資本等要素資源跨地區(qū)流動(dòng)受阻，難以實(shí)現(xiàn)地區(qū)間要素資源的優(yōu)化配置。開(kāi)放條件下，隨著市場(chǎng)制度的國(guó)際接軌進(jìn)程持續(xù)推進(jìn)，資本、勞動(dòng)力跨國(guó)自由流通顯著提升，這為生產(chǎn)要素在全球范圍內(nèi)的優(yōu)化配置和消化國(guó)內(nèi)過(guò)剩產(chǎn)能提供了有效渠道。部門(mén)間要素配置扭曲是由于企業(yè)間或行業(yè)間的要素資源未按產(chǎn)出效率合理分配造成，尤其在市場(chǎng)制度尚不完善和政府過(guò)當(dāng)干預(yù)環(huán)境下，高級(jí)生產(chǎn)要素并沒(méi)有配置到生產(chǎn)效率較高的企業(yè)，譬如，國(guó)有企業(yè)受政策傾斜或制度影響可能擁有更多要素資源。而企業(yè)對(duì)外投資行為使得要素資源根據(jù)國(guó)際市場(chǎng)制度進(jìn)行配置，有效改善我國(guó)要素資源錯(cuò)配程度。[12]另外，錯(cuò)誤的價(jià)格信號(hào)導(dǎo)致企業(yè)在進(jìn)行產(chǎn)業(yè)和技術(shù)偏好中存在選擇偏差，進(jìn)一步引發(fā)國(guó)內(nèi)要素價(jià)格市場(chǎng)化改革進(jìn)程長(zhǎng)期滯后于產(chǎn)品市場(chǎng)[7]，企業(yè)參與的跨國(guó)投資能夠倒逼國(guó)內(nèi)市場(chǎng)制度改革，加快推進(jìn)要素資源按照正確的價(jià)格信號(hào)進(jìn)行市場(chǎng)化配置，從而達(dá)到改善國(guó)內(nèi)要素市場(chǎng)扭曲的困擾。鑒于此，本文提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)1：企業(yè)對(duì)外直接投資行為能夠有效改善國(guó)內(nèi)要素市場(chǎng)扭曲，提升要素資源配置效率。

由于當(dāng)前市場(chǎng)機(jī)制不完善和各種摩擦的存在，要素資源跨地區(qū)、跨部門(mén)自由流動(dòng)受阻，以致生產(chǎn)要素難以按照企業(yè)生產(chǎn)效率進(jìn)行合理配置，從而產(chǎn)生嚴(yán)重的要素市場(chǎng)扭曲。以上理論分析指出企業(yè)對(duì)外投資行為可以有效化解這一不利局面，本文認(rèn)為，企業(yè)對(duì)外投資行為主要通過(guò)“去產(chǎn)能”效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)和本土反哺效應(yīng)來(lái)化解國(guó)內(nèi)要素市場(chǎng)扭曲困境。

1.“去產(chǎn)能”效應(yīng)

企業(yè)對(duì)外直接投資使得國(guó)內(nèi)企業(yè)與國(guó)際市場(chǎng)全面接軌，實(shí)現(xiàn)資本、勞動(dòng)力在全球范圍內(nèi)的優(yōu)化配置，直接解決我國(guó)目前嚴(yán)重的產(chǎn)能過(guò)?；蛞刭Y源產(chǎn)出效率低下等諸多問(wèn)題。[17][13]第一，國(guó)內(nèi)企業(yè)進(jìn)行跨國(guó)并購(gòu)?fù)顿Y或在海外設(shè)立分支機(jī)構(gòu)，為國(guó)內(nèi)資本和勞動(dòng)力的全球化流動(dòng)創(chuàng)造了有利條件。同時(shí)跨國(guó)投資可以充分利用東道國(guó)廉價(jià)勞動(dòng)力和我國(guó)充足投資資本的比較優(yōu)勢(shì)，有效降低國(guó)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)成本，并加快推動(dòng)國(guó)內(nèi)企業(yè)主動(dòng)淘汰過(guò)剩產(chǎn)能。第二，企業(yè)對(duì)外直接投資的“出口效應(yīng)”①?①“出口效應(yīng)”指企業(yè)對(duì)外直接投資能夠有效提升企業(yè)出口貿(mào)易。 可以進(jìn)一步消除國(guó)際貿(mào)易壁壘、拓展國(guó)際貿(mào)易銷(xiāo)售渠道[15]，企業(yè)對(duì)外直接投資和出口的雙向作用來(lái)提升企業(yè)的產(chǎn)能利用效率。企業(yè)對(duì)外直接投資直接接觸國(guó)際市場(chǎng)中的前沿生產(chǎn)技術(shù)，通過(guò)“學(xué)習(xí)效應(yīng)”來(lái)提升母公司的產(chǎn)出效率。第三，對(duì)外直接投資是將國(guó)內(nèi)部分生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)向海外，一定程度上對(duì)國(guó)內(nèi)資源形成投資替代效應(yīng)。一方面，可以緩解國(guó)內(nèi)某些行業(yè)或部門(mén)的“過(guò)度投資”問(wèn)題，實(shí)現(xiàn)過(guò)剩產(chǎn)能向高生產(chǎn)效率和市場(chǎng)需求更廣的海外轉(zhuǎn)移，另一方面，亦能提升國(guó)內(nèi)企業(yè)對(duì)生產(chǎn)要素和稀缺資源的充分利用能力，從而緩解國(guó)內(nèi)要素資源錯(cuò)配和要素市場(chǎng)扭曲困境。

2.“產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移”效應(yīng)

企業(yè)對(duì)外直接投資通過(guò)開(kāi)拓國(guó)際市場(chǎng)，將生產(chǎn)要素回報(bào)率相對(duì)較低的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)向海外轉(zhuǎn)移，這種“邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移”有助于國(guó)內(nèi)市場(chǎng)騰出更大的生產(chǎn)空間，為集中優(yōu)勢(shì)生產(chǎn)要素發(fā)展國(guó)內(nèi)高端產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造市場(chǎng)環(huán)境。日本經(jīng)濟(jì)學(xué)家小島清[18]提出的“邊際產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張理論”認(rèn)為，受勞動(dòng)力成本或生產(chǎn)空間等因素制約，對(duì)外直接投資應(yīng)選擇本國(guó)已經(jīng)喪失或即將喪失比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)業(yè)（即“邊際產(chǎn)業(yè)”）依次進(jìn)行，利用雙邊要素資源和生產(chǎn)技術(shù)的比較優(yōu)勢(shì)來(lái)實(shí)現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬遞增。隨著國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力成本不斷提升和產(chǎn)業(yè)高級(jí)化進(jìn)程持續(xù)推進(jìn)，生產(chǎn)要素回報(bào)率較低的“邊際產(chǎn)業(yè)”依然擠占著國(guó)內(nèi)大量要素資源，這使得高生產(chǎn)效率的要素?zé)o法正常流向國(guó)內(nèi)技術(shù)密集型和資本密集型的比較優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，造成國(guó)內(nèi)嚴(yán)重的要素市場(chǎng)扭曲現(xiàn)象。而對(duì)外直接投資將部分“邊際產(chǎn)業(yè)”轉(zhuǎn)移至海外，將稀釋出的資本和勞動(dòng)力用以發(fā)展國(guó)內(nèi)先進(jìn)技術(shù)產(chǎn)業(yè)，提升要素資源的整體利用效率。同時(shí)，將國(guó)內(nèi)市場(chǎng)已經(jīng)飽和的“邊際產(chǎn)業(yè)”轉(zhuǎn)移至國(guó)際分工中處于更低階梯的國(guó)家，也有利于國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)優(yōu)化調(diào)整。[19]從對(duì)外直接投資的國(guó)際經(jīng)驗(yàn)看，不管是美國(guó)、日本等發(fā)達(dá)國(guó)家還是亞洲新型工業(yè)化國(guó)家，跨國(guó)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移都遵循“邊際產(chǎn)業(yè)”原則，這樣既促進(jìn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置，又能保障國(guó)內(nèi)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展活力，防止國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)“空心化”問(wèn)題。

3.本土“反哺效應(yīng)”

對(duì)外直接投資通過(guò)“學(xué)習(xí)效應(yīng)”和“競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)”將國(guó)外先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)引入國(guó)內(nèi)，形成逆技術(shù)溢出，加快國(guó)內(nèi)企業(yè)技術(shù)改革和提升整體生產(chǎn)效率。[15]首先，本土企業(yè)直接接觸東道國(guó)技術(shù)領(lǐng)先者并建立緊密聯(lián)系獲得正向溢出效應(yīng)，抑或海外子公司間接影響本土母公司的技術(shù)密集度，從而改善本土企業(yè)的生產(chǎn)效率和要素資源配置效率。其次，本土企業(yè)在東道國(guó)進(jìn)行跨國(guó)投資或設(shè)立分支機(jī)構(gòu)將直接在當(dāng)?shù)夭少?gòu)原材料、銷(xiāo)售產(chǎn)品及提供服務(wù)，與東道國(guó)上下游相關(guān)產(chǎn)業(yè)形成緊密聯(lián)系，并憑借這種東道國(guó)產(chǎn)業(yè)鏈嵌入關(guān)聯(lián)產(chǎn)生系統(tǒng)化的技術(shù)溢出，為國(guó)內(nèi)相應(yīng)產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展提供經(jīng)驗(yàn)指導(dǎo)和技術(shù)參考。最后，對(duì)外直接投資促進(jìn)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，催生國(guó)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)革新，并實(shí)現(xiàn)“優(yōu)勝劣汰”的市場(chǎng)退出機(jī)制，使得國(guó)內(nèi)資本和勞動(dòng)力流向生產(chǎn)效率更高的企業(yè)[20]，有助于國(guó)內(nèi)要素資源在企業(yè)間的重新配置，進(jìn)而改善市場(chǎng)要素扭曲。基于以上機(jī)制分析，本文提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)2：對(duì)外直接投資通過(guò)“去產(chǎn)能”效應(yīng)、“產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移”效應(yīng)及本土“反哺效應(yīng)”共同作用來(lái)化解我國(guó)要素市場(chǎng)扭曲。

三、模型構(gòu)建、指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）模型構(gòu)建與估計(jì)方法

1.動(dòng)態(tài)計(jì)量模型

本文主要探討企業(yè)對(duì)外投資行為對(duì)我國(guó)要素市場(chǎng)扭曲的影響，并構(gòu)建動(dòng)態(tài)計(jì)量模型。為了反映企業(yè)要素價(jià)格扭曲的市場(chǎng)慣性，并避免遺漏變量引起的估計(jì)偏差，在解釋變量中引入要素市場(chǎng)扭曲的滯后項(xiàng)。

其中，i表示企業(yè)，t表示年份，disti，t表示企業(yè)i在t的要素市場(chǎng)扭曲程度。OFDIi，t表示企業(yè)是否進(jìn)行對(duì)外直接投資的虛擬變量，若該企業(yè)為對(duì)外直接投資企業(yè)，則OFDIi，t取值為1，否則為0。i，t代表控制變量，μi、γt、δd分別表示對(duì)企業(yè)、行業(yè)、年份的固定效應(yīng)，εi，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。考慮到企業(yè)對(duì)外投資行為對(duì)要素市場(chǎng)扭曲的間接效應(yīng)，將交互項(xiàng)引入計(jì)量模型，得到最終的動(dòng)態(tài)計(jì)量模型為：

2.內(nèi)生性問(wèn)題及估計(jì)方法

本文內(nèi)生性問(wèn)題主要源于三方面：第一，企業(yè)對(duì)外直接投資行為與要素市場(chǎng)扭曲的作用是雙向的，要素市場(chǎng)化改革不完善所衍生的要素市場(chǎng)扭曲也將催生企業(yè)開(kāi)展對(duì)外投資行為[21];第二，模型中引入的滯后項(xiàng)與隨機(jī)干擾項(xiàng)，抑或解釋變量間存在內(nèi)生相關(guān)關(guān)系;第三;影響要素市場(chǎng)扭曲的其他變量遺漏納入模型而導(dǎo)致外生變量?jī)?nèi)生化。

為解決以上內(nèi)生問(wèn)題，首先，將核心解釋變量對(duì)外投資行為滯后項(xiàng)OFDIi，t-1及企業(yè)對(duì)外投資行為與部分控制變量的交互項(xiàng)引入模型，以消除部分內(nèi)生性影響。同時(shí)為了控制經(jīng)濟(jì)周期性及個(gè)體及行業(yè)異質(zhì)性的波動(dòng)影響，在模型中對(duì)時(shí)間、個(gè)體及行業(yè)固定效應(yīng)加以控制。另外，采用兩步系統(tǒng)GMM（two step SYS-GMM）①?①GMM有差分GMM和系統(tǒng)GMM之分，且無(wú)須滿(mǎn)足隨機(jī)干擾項(xiàng)服從正態(tài)分布的假設(shè)就可以有效估計(jì)參數(shù)結(jié)果。 進(jìn)行模型參數(shù)估計(jì)。

（二）指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.核心變量：企業(yè)對(duì)外投資行為、要素市場(chǎng)扭曲

本文通過(guò)構(gòu)建0-1虛擬變量衡量企業(yè)對(duì)外投資行為，若樣本期內(nèi)企業(yè)存在對(duì)外直接投資，則定義為1，反之為0。由于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中尚缺少企業(yè)對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)，本文將中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)與商務(wù)部網(wǎng)站公布的《中國(guó)企業(yè)境外設(shè)立分支機(jī)構(gòu)名錄》進(jìn)行匹配，如果該企業(yè)樣本期內(nèi)在海外設(shè)立了分支機(jī)構(gòu)，則界定該企業(yè)參與了對(duì)外投資行為。

以往部分研究采用樊綱[22]的市場(chǎng)化進(jìn)程指數(shù)構(gòu)建整體市場(chǎng)扭曲程度和產(chǎn)品市場(chǎng)扭曲程度來(lái)共同衡量要素市場(chǎng)相對(duì)扭曲程度，但這依然無(wú)法體現(xiàn)同一地區(qū)不同企業(yè)的要素市場(chǎng)扭曲異質(zhì)性特征。為此，借鑒施炳展和冼國(guó)明[23]的做法，即通過(guò)生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)要素的應(yīng)得報(bào)酬，與要素實(shí)際報(bào)酬的比值則為要素價(jià)格扭曲程度。具體假設(shè)企業(yè)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為：

其中，Y代表企業(yè)總產(chǎn)出，A表示技術(shù)進(jìn)步，K表示企業(yè)資本投入，L表示勞動(dòng)力投入，和分別表示要素的產(chǎn)出彈性。則資本要素邊際產(chǎn)出（MPK）和勞動(dòng)力要素邊際產(chǎn)出（MPL）可表示為：

這里，假設(shè)資本要素的價(jià)格為利息（r），勞動(dòng)力要素的價(jià)格為工資（wage），則可得到兩種要素價(jià)格扭曲程度為：

顯然，若要素價(jià)格扭曲指數(shù)大于1，則要素價(jià)格存在負(fù)向扭曲，即該要素的應(yīng)得報(bào)酬大于實(shí)際所得;反之，該要素價(jià)格存在正向扭曲。同理，若指數(shù)等于1，則不存在要素價(jià)格扭曲。最終得到要素價(jià)格扭曲整體扭曲程度：

具體估計(jì)時(shí)，采用工業(yè)增加值來(lái)衡量企業(yè)總產(chǎn)出Y;資本投入K采用企業(yè)固定資產(chǎn)投資凈值的對(duì)數(shù)值來(lái)衡量，并利用歷年產(chǎn)出價(jià)格指數(shù)和資本價(jià)格指數(shù)進(jìn)行價(jià)格調(diào)整;勞動(dòng)力投入L采用企業(yè)年末就業(yè)總?cè)丝诘膶?duì)數(shù)衡量;工資水平wage采用企業(yè)應(yīng)付工資總額與年末就業(yè)總?cè)丝诘谋戎岛饬?利率r采用利息支出與企業(yè)負(fù)債合計(jì)的比值衡量，對(duì)計(jì)算的企業(yè)實(shí)際利率小于0.05或數(shù)據(jù)缺失的情形，使用同類(lèi)型企業(yè)的年貸款平均利息來(lái)代替該企業(yè)的利率水平。

2.控制變量

為了控制對(duì)要素市場(chǎng)扭曲的其他變量外生影響，本文設(shè)置以下五個(gè)控制變量：

（1）企業(yè)金融支持力度（fin）。融資水平是企業(yè)資源獲取及外擴(kuò)發(fā)展的重要約束條件，市場(chǎng)規(guī)則下企業(yè)金融支持應(yīng)主要受之于財(cái)務(wù)狀況、生產(chǎn)效率及信用風(fēng)險(xiǎn)，但政府主導(dǎo)下的金融體系使國(guó)有企業(yè)的信貸支持及融資優(yōu)惠政策往往要大大高于非國(guó)有企業(yè)，于是一些生產(chǎn)效率較高的中小民營(yíng)企業(yè)得不到生產(chǎn)技術(shù)改革、擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模的資金支持。因此，政府主導(dǎo)的金融支持力度差異化直接或間接導(dǎo)致要素市場(chǎng)扭曲。本文借鑒陽(yáng)佳余[24]的做法，以企業(yè)應(yīng)收賬款占資產(chǎn)總額比重作為企業(yè)融資能力的代理變量，預(yù)期符號(hào)為負(fù)。（2）政府干預(yù)（sub）。由于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期市場(chǎng)制度的不完善及產(chǎn)業(yè)發(fā)展的差異性，我國(guó)常常依賴(lài)于政策扶持等政府干預(yù)行為來(lái)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)短期增長(zhǎng)和局部均衡。這導(dǎo)致了要素資源未能按照市場(chǎng)價(jià)格機(jī)制進(jìn)行合理配置的非市場(chǎng)化結(jié)果，再加之，政府的政策干預(yù)一般具有產(chǎn)業(yè)選擇性，企業(yè)便依據(jù)政府相關(guān)政策理性地做出決策，以最大化獲得符合自身發(fā)展的要素資源。長(zhǎng)此以往，政府政策干預(yù)將進(jìn)一步加速要素資源在行業(yè)內(nèi)的錯(cuò)配扭曲程度[3]。本文采用企業(yè)獲得的政府補(bǔ)貼衡量政府干預(yù)行為，預(yù)期符號(hào)為正。（3）企業(yè)年齡（age）。這是從企業(yè)異質(zhì)性角度考量對(duì)要素市場(chǎng)扭曲的影響。一般而言，企業(yè)市場(chǎng)在位時(shí)間越長(zhǎng)，對(duì)市場(chǎng)的敏感性程度及生產(chǎn)管理效率都越高，企業(yè)產(chǎn)能利用率也相對(duì)較高，從而改善企業(yè)內(nèi)部要素市場(chǎng)扭曲程度。本文采用企業(yè)成立年份到樣本期統(tǒng)計(jì)年度的累計(jì)年份來(lái)衡量，預(yù)期符號(hào)為負(fù)。（4）企業(yè)規(guī)模（scale）。企業(yè)規(guī)模一定程度上反映企業(yè)的生產(chǎn)效率，大規(guī)模企業(yè)能夠有效整合內(nèi)部要素資源，提升企業(yè)內(nèi)產(chǎn)品生產(chǎn)效率，從而改善企業(yè)內(nèi)部要素市場(chǎng)扭曲局面。本文采用企業(yè)年末就業(yè)總?cè)丝诤饬科髽I(yè)規(guī)模，預(yù)期符號(hào)為負(fù)。（5）赫芬達(dá)爾指數(shù)（hhi）。該指數(shù)反映企業(yè)的市場(chǎng)壟斷勢(shì)力和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度。一方面，赫芬達(dá)爾指數(shù)越高的企業(yè)對(duì)市場(chǎng)中要素資源的吸附能力越強(qiáng)，而這種具有市場(chǎng)壟斷勢(shì)力企業(yè)的生產(chǎn)效率也相對(duì)較高，由此降低要素市場(chǎng)扭曲程度;另一方面，赫芬達(dá)爾指數(shù)較高的企業(yè)由于市場(chǎng)勢(shì)力的存在而擠占其他企業(yè)的要素資源，造成整個(gè)市場(chǎng)的要素資源配置效率降低。本文借鑒毛其淋、許家云[25]的做法，企業(yè)赫芬達(dá)爾指數(shù)表達(dá)式為：hhi=ln[1/ΣiIj（scaleitscalejt）2]=ΣiIjS2it ，其中，scaleit代表企業(yè)i在t年的銷(xiāo)售額，scalejt代表企業(yè)i所屬行業(yè)j的銷(xiāo)售總額，Sit表示企業(yè)i在所屬行業(yè)j中的市場(chǎng)占有率。預(yù)期符號(hào)未知。

（三）數(shù)據(jù)處理及說(shuō)明

本文企業(yè)數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)①?①該數(shù)據(jù)庫(kù)涵蓋39個(gè)工業(yè)行業(yè)、銷(xiāo)售額500萬(wàn)以上、200多萬(wàn)家大型非上市生產(chǎn)企業(yè)，也是目前國(guó)內(nèi)統(tǒng)計(jì)企業(yè)數(shù)量覆蓋廣、信息較全面的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。[27] 和商務(wù)部統(tǒng)計(jì)的《中國(guó)企業(yè)境外設(shè)立分支機(jī)構(gòu)名錄》（以下簡(jiǎn)稱(chēng)“名錄”）。首先根據(jù)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中的“企業(yè)名稱(chēng)”與《名錄》中的“境內(nèi)投資主體”進(jìn)行匹配，匹配成功的企業(yè)記為對(duì)外投資企業(yè)，未匹配成功的則為非對(duì)外投資企業(yè)。商務(wù)部統(tǒng)計(jì)的《名錄》主要包括證書(shū)號(hào)、境外投資國(guó)家、境內(nèi)投資主體、境外投資企業(yè)（機(jī)構(gòu)）、企業(yè)所在省份、經(jīng)營(yíng)范圍及核準(zhǔn)日期等信息，進(jìn)一步完善對(duì)外直接投資企業(yè)的相關(guān)信息。在我國(guó)未加入世貿(mào)組織前，境外投資企業(yè)還非常有限，尚未進(jìn)行大規(guī)模對(duì)外投資行為，而在加入世貿(mào)組織和企業(yè)積極“走出去”的背景下，我國(guó)企業(yè)海外投資開(kāi)始成倍增長(zhǎng)。另外，考慮到2009年后《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)》的數(shù)據(jù)質(zhì)量存在較大爭(zhēng)議，因此，本文企業(yè)樣本時(shí)間段為2000～2009年。

未進(jìn)行對(duì)外直接投資的企業(yè)樣本均來(lái)自中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)（2000～2009）。而對(duì)于樣本異常值，參照余淼杰[26]和聶輝華等[27]的做法進(jìn)行常規(guī)處理：第一，剔除不符合一般會(huì)計(jì)準(zhǔn)則（GAAP），譬如財(cái)務(wù)指標(biāo)為負(fù)、總資產(chǎn)小于流動(dòng)資產(chǎn)、累積折舊低于當(dāng)期折舊等;第二，剔除企業(yè)雇員人數(shù)低于10人以下的樣本;第三，剔除企業(yè)總資產(chǎn)、雇員人數(shù)等關(guān)鍵變量缺失及數(shù)據(jù)庫(kù)中重復(fù)統(tǒng)計(jì)的樣本。另外，本文還將企業(yè)成立時(shí)間無(wú)效及企業(yè)年齡小于0、所屬行業(yè)不明確及投資目的國(guó)（ 地區(qū)） 為避稅天堂①?①避稅天堂指開(kāi)曼群島、百慕大群島以及英屬維爾京群島等免稅地區(qū)。 的企業(yè)樣本剔除。通過(guò)以上兩個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)匹配獲得17932家對(duì)外直接投資企業(yè);通過(guò)上述標(biāo)準(zhǔn)操作的數(shù)據(jù)處理后，最終獲得1896301家從未對(duì)外直接投資的企業(yè)樣本。另外，為避免模型出現(xiàn)虛假回歸，除企業(yè)對(duì)外投資虛擬變量外，對(duì)其他變量均進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，而且所有數(shù)額型變量都通過(guò)除以最大樣本值標(biāo)準(zhǔn)化到0～1之間，以消除量綱影響。其各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

四、實(shí)證檢驗(yàn)和結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文利用SYS-GMM方法對(duì)模型（1）～（7）的回歸估計(jì)如表2所示。為了進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)論的可靠性，引入企業(yè)對(duì)外投資行為與控制變量的交互項(xiàng)進(jìn)行逐步回歸對(duì)照。同時(shí)還考慮要素市場(chǎng)扭曲的路徑依賴(lài)性，本文加入被解釋變量要素市場(chǎng)扭曲的一階滯后項(xiàng)，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板計(jì)量模型。系統(tǒng)GMM是從矩條件出發(fā)，無(wú)需嚴(yán)格假設(shè)變量的分布特征及隨機(jī)干擾項(xiàng)的分布信息，可以有效解決模型中的內(nèi)生性問(wèn)題，但仍需采用Sargan檢驗(yàn)和Arellano-Bond序列相關(guān)檢驗(yàn)對(duì)模型估計(jì)的有效性及一階滯后項(xiàng)等工具變量的嚴(yán)格外生性。Sargan檢驗(yàn)的原假設(shè)為所有工具變量的選取均未過(guò)度識(shí)別且有效，Arellano-Bond序列相關(guān)檢驗(yàn)的原假設(shè)為差分方程的殘差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)性。表2結(jié)果顯示：所有模型的Sargan檢驗(yàn)的p值均大于0.1，則拒絕原假設(shè)，表明計(jì)量模型中的工具變量選取是有效的。而Arellano-Bond序列相關(guān)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，AR（1）檢驗(yàn)的p值均通過(guò)1%的顯著性水平，AR（1）檢驗(yàn)的p值均大于0.1，表明差分方程的殘差項(xiàng)僅存在一階序列相關(guān)，不存在二階序列相關(guān)。以上檢驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果都表明， SYS-GMM方法的選取是合理且估計(jì)結(jié)果較為可靠。

首先，表2中第（1）和第（2）列分別代表考慮個(gè)體、時(shí)間、行業(yè)固定效應(yīng)前后的估計(jì)結(jié)果，第（3）～（7）代表加入交互項(xiàng)后的系統(tǒng)GMM檢驗(yàn)結(jié)果。本文重點(diǎn)關(guān)注的是企業(yè)對(duì)外投資行為的回歸系數(shù)變動(dòng)。企業(yè)對(duì)外投資行為ofdi始終通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，并且系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)對(duì)外直接投資可以有效降低要素市場(chǎng)扭曲程度，提升企業(yè)要素資源的產(chǎn)能利用率。究其根本，可做如下三方面解釋?zhuān)旱谝?，企業(yè)對(duì)外投資行為將要素資源配置從本土市場(chǎng)擴(kuò)展至國(guó)際市場(chǎng)，這促進(jìn)了生產(chǎn)要素從“邊際產(chǎn)業(yè)”向發(fā)展前景更好、邊際回報(bào)率較高的優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，有效提升我國(guó)要素市場(chǎng)的資源配置效率;第二，對(duì)外直接投資為企業(yè)直接接觸國(guó)外先進(jìn)技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)等創(chuàng)造了機(jī)遇，并通過(guò)逆技術(shù)溢出“反哺”國(guó)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)，提升國(guó)內(nèi)企業(yè)要素資源生產(chǎn)效率;第三，對(duì)外直接投資加速了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和“優(yōu)勝劣汰”市場(chǎng)機(jī)制，國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)促使國(guó)內(nèi)企業(yè)不斷提高管理能力和生產(chǎn)水平，“優(yōu)勝劣汰”機(jī)制促進(jìn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)效率較低的企業(yè)退出市場(chǎng)，導(dǎo)致釋放出的要素資源向高生產(chǎn)效率企業(yè)轉(zhuǎn)移，緩解國(guó)內(nèi)要素在企業(yè)間分布的扭曲現(xiàn)象。企業(yè)大規(guī)?！白叱鋈ァ笔俏覈?guó)積極響應(yīng)貿(mào)易自由化、融入國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)的重要舉措，尤其 “一帶一路”倡議提出后，近年來(lái)我國(guó)企業(yè)在海外直接投資力度正以乘數(shù)級(jí)速度不斷增長(zhǎng)，為化解國(guó)內(nèi)產(chǎn)能過(guò)剩及要素市場(chǎng)扭曲帶來(lái)了福音。另外，所有模型中要素市場(chǎng)扭曲的一階滯后項(xiàng)均通過(guò)了置信度水平5%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明要素市場(chǎng)扭曲存在一定程度的路徑依賴(lài)性。

其次，從其他控制變量的影響看，金融支持水平fin的系數(shù)在不同置信水平下均顯著為負(fù)，表明提升企業(yè)融資能力能夠有效降低要素市場(chǎng)扭曲，充足的資金保障使得企業(yè)在生產(chǎn)能力和管理水平方面更具超前性，從而帶動(dòng)企業(yè)內(nèi)部要素資源的產(chǎn)出效率。以政府補(bǔ)貼為代理變量的政府干預(yù)sub通過(guò)了5%置信度水平的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)顯著為正，表明政府干預(yù)反而擴(kuò)大了要素市場(chǎng)扭曲程度。這是由于信息的非對(duì)稱(chēng)性和政府干預(yù)的主觀選擇，導(dǎo)致企業(yè)間要素配置呈現(xiàn)非市場(chǎng)化特征以及整體配置的非“帕累托最優(yōu)”狀態(tài)。企業(yè)年齡age在各模型中不太顯著，表明企業(yè)年齡對(duì)要素市場(chǎng)扭曲的作用效果并不大，企業(yè)市場(chǎng)經(jīng)驗(yàn)并不能改善要素資源配置。譬如，市場(chǎng)存續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)國(guó)有企業(yè)一般呈現(xiàn)出較低的生產(chǎn)效率，政府干預(yù)下生產(chǎn)要素資源反而過(guò)多地流向國(guó)有企業(yè)。另外，存續(xù)于市場(chǎng)的“僵尸企業(yè)”①?①“僵尸企業(yè)”是指已經(jīng)喪失自我發(fā)展能力，必須依賴(lài)政府補(bǔ)貼或銀行續(xù)貸等非市場(chǎng)因素來(lái)維持生存的企業(yè)。 僅僅只是擠占要素資源而出現(xiàn)“不作為”的市場(chǎng)怪象，而且在政府干預(yù)力度更強(qiáng)的地區(qū)和融資依賴(lài)程度更高的行業(yè)，僵尸企業(yè)對(duì)私有非僵尸企業(yè)投資的擠出效應(yīng)表現(xiàn)得更為明顯。[28]企業(yè)規(guī)模scale除模型（1）外，均表現(xiàn)出顯著負(fù)向影響，表明企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大可以有效改善要素市場(chǎng)扭曲。其原因在于：大企業(yè)規(guī)模意味著高生產(chǎn)效率及高要素資源利用效率，而且大規(guī)模企業(yè)還能吸納低生產(chǎn)效率企業(yè)的要素資源。赫芬達(dá)爾指數(shù)hhi系數(shù)在5%置信水平下顯著為正，表明增強(qiáng)企業(yè)的市場(chǎng)壟斷勢(shì)力可以有效化解要素市場(chǎng)扭曲困境。企業(yè)通過(guò)增強(qiáng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)以提升要素資源獲取能力及生產(chǎn)效率，加速了要素資源由低生產(chǎn)率企業(yè)向高生產(chǎn)率企業(yè)的轉(zhuǎn)移速度，從而實(shí)現(xiàn)要素資源的有效配置。

最后，從加入交互項(xiàng)后回歸系數(shù)的影響看，交互項(xiàng)ofdi×fin、ofdi×hhi在不同置信水平下呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)，表明企業(yè)金融支持水平和赫芬達(dá)爾指數(shù)通過(guò)與對(duì)外直接投資相互作用后，其交互效應(yīng)降低要素市場(chǎng)扭曲程度。換言之，受企業(yè)融資能力與行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度的異質(zhì)性影響，企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)要素市場(chǎng)扭曲的作用效果也將存在差異性。交互項(xiàng)ofdi×sub的系數(shù)顯著為正，表明政府干預(yù)能夠作用于企業(yè)對(duì)外投資行為，而顯著降低要素市場(chǎng)扭曲程度。另外，交互項(xiàng)ofdi×age、ofdi×scale對(duì)要素市場(chǎng)扭曲無(wú)顯著影響，其可能原因在于企業(yè)對(duì)外投資行為和要素市場(chǎng)扭曲都具有一定的路徑依賴(lài)性，而企業(yè)的異質(zhì)性特征并不能實(shí)質(zhì)性改變二者的趨勢(shì)。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.變量分解檢驗(yàn)

前文根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)法得到企業(yè)整體的要素市場(chǎng)扭曲程度，常見(jiàn)的市場(chǎng)要素主要包括資本和勞動(dòng)力，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)下的企業(yè)行為應(yīng)當(dāng)按照價(jià)格機(jī)制進(jìn)行資源的合理化配置，而要素市場(chǎng)扭曲使得市場(chǎng)機(jī)制下的價(jià)格信號(hào)被削弱，生產(chǎn)要素資本和勞動(dòng)力的實(shí)際報(bào)酬逐漸偏離應(yīng)得報(bào)酬而產(chǎn)生要素資源錯(cuò)配。因此，接下來(lái)將分別考察企業(yè)對(duì)外投資行為對(duì)資本扭曲勞動(dòng)力扭曲的影響，表3第（1）列和第（2）列為考慮了模型動(dòng)態(tài)效應(yīng)及遺漏變量后的要素市場(chǎng)扭曲分解檢驗(yàn)結(jié)果。模型均通過(guò)了Sargan檢驗(yàn)和Arellano-Bond序列相關(guān)檢驗(yàn)，表明兩類(lèi)SYS-GMM估計(jì)結(jié)果是一致有效的。從回歸系數(shù)的顯著性看，企業(yè)對(duì)外投資行為對(duì)資本扭曲distk和勞動(dòng)力扭曲distl均產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，回歸結(jié)果與上文基本一致，這一定程度上表明基準(zhǔn)結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.方法的穩(wěn)健性：IV-2SLS估計(jì)

本文在不考慮企業(yè)要素市場(chǎng)扭曲的慣性，采用工具變量?jī)呻A段最小二乘法（IV-2SLS）對(duì)模型重新估計(jì)。市場(chǎng)資源配置不僅依賴(lài)于外部環(huán)境的控制，也受企業(yè)間相互擠占作用的影響，因此，首要任務(wù)在于找到合適的要素市場(chǎng)扭曲這一內(nèi)生變量的工具變量。工具變量選取需具備兩個(gè)基本條件：一是工具變量與殘差項(xiàng)無(wú)關(guān)，即完全外生性;二是工具變量與內(nèi)生變量具有相關(guān)性?；谝陨蟽牲c(diǎn)考慮并借鑒以往研究經(jīng)驗(yàn)，本文選取企業(yè)所屬行業(yè)的平均要素市場(chǎng)扭曲水平作為工具變量，并對(duì)比交互項(xiàng)前后的IV-2SLS估計(jì)結(jié)果，具體地參數(shù)估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3第（3）列和第（4）列。

其結(jié)果顯示，IV-2SLS估計(jì)下模型Adj-R2均在0.89以上，表明模型擬合效果較好。為檢驗(yàn)工具變量的有效性及排除其他外生因素的干擾，將企業(yè)對(duì)外投資行為對(duì)內(nèi)生變量和工具變量分別回歸后得到殘差項(xiàng)，再次回歸發(fā)現(xiàn)擬合程度依然較好，表明工具變量的選取是有效的。未加交互項(xiàng)和加入交互項(xiàng)后的企業(yè)對(duì)外投資行為依然對(duì)要素市場(chǎng)扭曲產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，進(jìn)一步驗(yàn)證了“企業(yè)對(duì)外投資行為可以有效降低要素市場(chǎng)扭曲程度”的結(jié)論。另外，控制變量和交互項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)和顯著性與系統(tǒng)GMM估計(jì)基本保持一致。

3.樣本選擇檢驗(yàn)：樣本期分段檢驗(yàn)

由于我國(guó)不同時(shí)期的對(duì)外開(kāi)放程度和經(jīng)濟(jì)要素結(jié)構(gòu)存在明顯差異，伴隨而來(lái)的企業(yè)對(duì)外投資參與度和要素市場(chǎng)扭曲程度也將存在經(jīng)濟(jì)主體層面的差異。更重要的是，不同時(shí)期市場(chǎng)上要素資源稟賦的差異引起企業(yè)對(duì)外投資行為的影響效果和作用機(jī)制均有所差異。另外，2005年之前我國(guó)企業(yè)對(duì)外投資行為相對(duì)較少，而且2005年前后勞動(dòng)力稟賦和結(jié)構(gòu)也發(fā)生了顯著變化。為此，本文將以2005年為節(jié)點(diǎn)進(jìn)行樣本期分段檢驗(yàn)。

表3第（5）列和第（6）列報(bào)告了對(duì)應(yīng)的系統(tǒng)GMM檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示企業(yè)對(duì)外投資行為在樣本期2005～2009年對(duì)要素市場(chǎng)扭曲產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，而在樣本期2000～2005年卻無(wú)顯著影響。造成這種影響差異性的原因可能在于：①早期我國(guó)企業(yè)海外投資較少且國(guó)內(nèi)投資資本較為緊缺及勞動(dòng)力要素個(gè)體差異較小，企業(yè)對(duì)外投資行為不足以影響要素市場(chǎng)扭曲;② 要素資源隨著時(shí)間趨勢(shì)呈現(xiàn)出動(dòng)態(tài)升級(jí)的規(guī)律，由于要素資源的稀缺性，21世紀(jì)初期我國(guó)要素資源市場(chǎng)配置扭曲程度并不高，從而導(dǎo)致企業(yè)對(duì)外投資行為對(duì)要素市場(chǎng)扭曲無(wú)明顯影響。而要素資源的長(zhǎng)期積累和國(guó)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)效率普遍偏低的現(xiàn)象的交互作用，導(dǎo)致我國(guó)近年來(lái)產(chǎn)能過(guò)剩問(wèn)題急劇凸顯，企業(yè)對(duì)外投資行為正是在此背景下可以有效化解產(chǎn)能過(guò)剩及要素市場(chǎng)扭曲局面。另外，分段檢驗(yàn)同時(shí)將交互項(xiàng)納入模型，控制變量和交互項(xiàng)的顯著性結(jié)果與基準(zhǔn)回歸基本保持一致。

五、企業(yè)對(duì)外投資行為對(duì)要素市場(chǎng)扭曲的影響機(jī)制檢驗(yàn)

（一）機(jī)制檢驗(yàn)方法：中介效應(yīng)模型

前文機(jī)制分析指出企業(yè)對(duì)外投資行為主要通過(guò)“去產(chǎn)能”效應(yīng)、邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)和 “反哺效應(yīng)”來(lái)化解要素市場(chǎng)扭曲困境，本節(jié)將采用中介效應(yīng)模型從實(shí)證角度檢驗(yàn)這兩種作用機(jī)制。具體中介效應(yīng)模型設(shè)定如下：

其中，intermit表示三個(gè)機(jī)制效應(yīng)的中介變量，control表示控制變量，ofdiit、distit與前文一致，分別表示企業(yè)對(duì)外投資行為和要素市場(chǎng)扭曲程度。另外，為簡(jiǎn)化模型參數(shù)設(shè)定，以上中介效應(yīng)模型未納入交互項(xiàng)。

中介效應(yīng)模型的關(guān)鍵在于中介變量的確定：（1）“去產(chǎn)能”效應(yīng)。當(dāng)社會(huì)總體生產(chǎn)能力高于總體消費(fèi)能力時(shí)，即認(rèn)為存在“產(chǎn)能過(guò)?！爆F(xiàn)象，一般采用產(chǎn)能利用率（CU）衡量。由于企業(yè)對(duì)外直接投資主要加速資本、勞動(dòng)力等要素資源的國(guó)際化流通和擴(kuò)展產(chǎn)品銷(xiāo)售渠道，因此，本文借鑒楊振兵[29]的界別方法，從消費(fèi)端和供給端兩個(gè)維度界定企業(yè)產(chǎn)能利用率，具體地，采用企業(yè)產(chǎn)品銷(xiāo)量率衡量企業(yè)消費(fèi)端產(chǎn)能利用率CU1;通過(guò)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法測(cè)度企業(yè)供給端的產(chǎn)能利用率，并依據(jù)Kirkley et.al[30]關(guān)于產(chǎn)能過(guò)剩的定義，得到產(chǎn)能過(guò)剩指數(shù)為：EC=1CU2-1=1TE×YpYd-1。其中，TE為企業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中技術(shù)效率，反映企業(yè)生產(chǎn)要素得到充分利用時(shí)的產(chǎn)出效率;Yd為消費(fèi)終端對(duì)企業(yè)產(chǎn)品的實(shí)際需求，Yp為企業(yè)的實(shí)際產(chǎn)出，Yd/Yp為企業(yè)的產(chǎn)品銷(xiāo)售率，即消費(fèi)端產(chǎn)能利用率。（2）邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的過(guò)程也是生產(chǎn)要素跨地區(qū)空間動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移的過(guò)程，借鑒姚成勝等[31]的思路，本文以企業(yè)要素空間轉(zhuǎn)移速度來(lái)衡量邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移效應(yīng)：

其中，P（l）i，t、P（l）i，t-1分別表示企業(yè)i在t、t-1年的勞動(dòng)力人數(shù)，S（l）i，t、S（l）i，t-1分別表示企業(yè)i所屬行業(yè)在t、t-1年的總勞動(dòng)力人數(shù)。同理，P（k）i，t、S（k）i，t為企業(yè)i的資本量及所屬行業(yè)的總資本。需要特別指出的是，這里總勞動(dòng)力和總資本都只統(tǒng)計(jì)企業(yè)在對(duì)外投資企業(yè)和僅國(guó)內(nèi)投資企業(yè)中所屬行業(yè)的總和，以此判斷整體行業(yè)的國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移情況，較好地排除行業(yè)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的干擾。（3）“反哺效應(yīng)”。企業(yè)對(duì)外投資行為可以直接參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)，產(chǎn)生正向逆技術(shù)溢出，從而推動(dòng)本土企業(yè)生產(chǎn)方式創(chuàng)新和技術(shù)改革，其效果最終反映于企業(yè)生產(chǎn)效率。因此，本文選取企業(yè)生產(chǎn)率作為“反哺效應(yīng)”的中介檢驗(yàn)變量，并采用LP法①?①鑒于篇幅控制，具體LP法的估計(jì)步驟未在文中詳細(xì)闡述，關(guān)于各個(gè)指標(biāo)的選取及處理可參考Brandt et al.（2012）。 [32]使用企業(yè)中間投入品作為不可觀測(cè)的生產(chǎn)率沖擊的代理變量來(lái)估計(jì)企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)和生產(chǎn)效率，有效避免因遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題。

（二）機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

表4報(bào)告了對(duì)應(yīng)的中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)結(jié)果，本文還對(duì)三個(gè)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ途M(jìn)行個(gè)體、年份及行業(yè)固定效應(yīng)處理?？傮w而言，中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)了企業(yè)對(duì)外投資行為如何化解要素市場(chǎng)扭曲的作用機(jī)理，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)端產(chǎn)能利用率CU1、供給端產(chǎn)能過(guò)剩指數(shù)EC和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移速度indus_trait呈現(xiàn)出完全中介效應(yīng)作用，企業(yè)生產(chǎn)率tfp呈現(xiàn)出廣義中介效應(yīng)作用。換言之，企業(yè)對(duì)外投資行為主要通過(guò)加速“去產(chǎn)能”及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移速度、提升國(guó)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率三個(gè)途徑有效化解要素市場(chǎng)扭曲程度。

具體從路徑（1）的總體效應(yīng)檢驗(yàn)看，企業(yè)對(duì)外投資行為ofdi對(duì)要素市場(chǎng)扭曲依然存在顯著負(fù)向影響，表明企業(yè)積極進(jìn)行對(duì)外直接投資是有效化解國(guó)內(nèi)要素市場(chǎng)扭曲的重要途徑，進(jìn)一步驗(yàn)證了基準(zhǔn)結(jié)果的穩(wěn)健性。路徑（2）的中介因子檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)對(duì)外投資行為ofdi在1%置信度水平下均顯著為正，表明企業(yè)對(duì)外投資行為可以提升我國(guó)企業(yè)產(chǎn)能利用率、化解過(guò)剩產(chǎn)能及加速邊際產(chǎn)業(yè)向海外轉(zhuǎn)移。另外，企業(yè)對(duì)外投資行為對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率亦產(chǎn)生顯著正向影響，表明企業(yè)對(duì)外投資行為通過(guò)“逆技術(shù)”溢出而有效提升國(guó)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)效率，與諸多學(xué)者研究結(jié)論保持一致[33][34]。而通過(guò)加入中介變量的路徑（3）中介效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，ofdi依然保持顯著負(fù)向影響，中介變量消費(fèi)端產(chǎn)能利用率CU1、供給端產(chǎn)能過(guò)剩指數(shù)EC、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移速度indus_tra及企業(yè)生產(chǎn)率tfp對(duì)要素市場(chǎng)扭曲也都產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。綜合考察三個(gè)路徑結(jié)果可得出以下結(jié)論：①消費(fèi)端產(chǎn)能利用率和供給端產(chǎn)能過(guò)剩指數(shù)在企業(yè)對(duì)外投資和要素市場(chǎng)扭曲之間發(fā)揮顯著的中介作用，即企業(yè)對(duì)外投資行為將國(guó)內(nèi)生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)向國(guó)際市場(chǎng)，有效化解國(guó)內(nèi)過(guò)剩產(chǎn)能，從而扭轉(zhuǎn)國(guó)內(nèi)要素市場(chǎng)扭曲困境;②產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移速度在企業(yè)對(duì)外投資和要素市場(chǎng)扭曲之間發(fā)揮顯著的中介作用，企業(yè)對(duì)外投資行為在路徑（2）對(duì)中介因子產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移速度的估計(jì)系數(shù)為正，路徑（3）中的中介因子對(duì)要素市場(chǎng)扭曲的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，直接效應(yīng)和間接效應(yīng)相互抵消后導(dǎo)致企業(yè)對(duì)外投資行為產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。換言之，對(duì)外投資行為加速我國(guó)邊際產(chǎn)業(yè)向海外轉(zhuǎn)移，從而有效改善國(guó)內(nèi)要素市場(chǎng)扭曲程度;③對(duì)外投資行為通過(guò)企業(yè)生產(chǎn)效率的中介效應(yīng)有效化解國(guó)內(nèi)要素市場(chǎng)扭曲，即企業(yè)對(duì)外投資產(chǎn)生的“逆技術(shù)”溢出效應(yīng)可以“反哺”國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，從而提升企業(yè)生產(chǎn)效率及產(chǎn)能利用率。

六、結(jié)論與政策啟示

受市場(chǎng)制度、資源及的多重約束，產(chǎn)能過(guò)剩及要素市場(chǎng)扭曲已成為目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過(guò)程中的突出矛盾和諸多問(wèn)題的根源，如何有效化解要素市場(chǎng)扭曲、提升產(chǎn)能利用是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要議題之一。本文首先從理論上分析企業(yè)對(duì)外投資行為對(duì)要素市場(chǎng)扭曲的影響及作用機(jī)制，然后采用2000～2009年的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，并參照施炳展和冼國(guó)明[23]的要素市場(chǎng)扭曲測(cè)算方法，針對(duì)企業(yè)對(duì)外投資行為對(duì)要素市場(chǎng)扭曲的影響效應(yīng)及機(jī)制進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，主要研究發(fā)現(xiàn)有三點(diǎn)：

第一，通過(guò)系統(tǒng)GMM動(dòng)態(tài)計(jì)量模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)對(duì)外投資行為顯著降低了我國(guó)要素市場(chǎng)扭曲，提升國(guó)內(nèi)產(chǎn)能利用效率。主要原因在于：企業(yè)對(duì)外投資行為促進(jìn)我國(guó)資本和勞動(dòng)力的國(guó)際化輸出，有效化解國(guó)內(nèi)產(chǎn)能過(guò)剩問(wèn)題;同時(shí)通過(guò)“逆技術(shù)”溢出產(chǎn)生本土“反哺效應(yīng)”，有效提升國(guó)內(nèi)企業(yè)的產(chǎn)能利用效率。第二，將要素市場(chǎng)扭曲指標(biāo)分解為資本扭曲和勞動(dòng)力扭曲發(fā)現(xiàn)，企業(yè)對(duì)外投資行為均顯著降低我國(guó)資本扭曲和勞動(dòng)力扭曲程度，通過(guò)IV-2SLS估計(jì)和樣本期分段檢驗(yàn)，其對(duì)外投資行為有效化解要素市場(chǎng)扭曲的結(jié)論依然穩(wěn)健。第三，采用中介效應(yīng)模型對(duì)企業(yè)對(duì)外投資行為影響要素市場(chǎng)扭曲的作用機(jī)制加以檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，“去產(chǎn)能”、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移速度和企業(yè)生產(chǎn)率在企業(yè)對(duì)外投資行為和要素市場(chǎng)扭曲之間產(chǎn)生顯著的中介作用，即企業(yè)對(duì)外投資行為主要通過(guò)加速“去產(chǎn)能”及邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、提升國(guó)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)效率來(lái)降低要素市場(chǎng)扭曲程度。

在我國(guó)改革開(kāi)放進(jìn)程持續(xù)推進(jìn)及企業(yè)大規(guī)模“走出去”的時(shí)代背景下，結(jié)合以上基本實(shí)證結(jié)論，本文政策啟示主要在于，政府應(yīng)進(jìn)一步鼓勵(lì)企業(yè)“走出去”，尤其是過(guò)剩產(chǎn)能較為嚴(yán)重的企業(yè)，通過(guò)參與國(guó)際分工和國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)來(lái)有效解決國(guó)內(nèi)市場(chǎng)產(chǎn)能過(guò)剩問(wèn)題，并實(shí)現(xiàn)資源的合理化配置。與此同時(shí)，也要嚴(yán)防海外過(guò)度投資或不合理投資而導(dǎo)致國(guó)內(nèi)失業(yè)率增加、市場(chǎng)活力降低的風(fēng)險(xiǎn)。由于國(guó)內(nèi)資本的長(zhǎng)期積累和勞動(dòng)力成本的不斷增加，勞動(dòng)力密集型中低端制造業(yè)等邊際產(chǎn)業(yè)可加速向海外轉(zhuǎn)移，為國(guó)內(nèi)大力發(fā)展高端制造業(yè)、新興戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)及服務(wù)業(yè)提供空間和資源，發(fā)揮本土的集約市場(chǎng)生產(chǎn)效率，并保障國(guó)內(nèi)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。但從西方發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)外投資的經(jīng)驗(yàn)看，國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)“一攬子”轉(zhuǎn)移至國(guó)外，造成國(guó)內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)“空心化”問(wèn)題，因此，我國(guó)企業(yè)需因地制宜、選擇性地開(kāi)展對(duì)外投資，避免重蹈西方發(fā)達(dá)國(guó)家“覆轍”。而市場(chǎng)制度的不完善是造成我國(guó)要素市場(chǎng)扭曲困境的重要因素之一，要素資源配置不完全依賴(lài)于價(jià)格信號(hào)，其后果就是造成要素資源在企業(yè)間的錯(cuò)配。因此，政府應(yīng)當(dāng)完善市場(chǎng)制度，而非主觀干預(yù)市場(chǎng)要素資源配置，為市場(chǎng)合理運(yùn)行和要素資源自由流轉(zhuǎn)營(yíng)造良好的制度環(huán)境。

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責(zé)任編輯：蕭敏娜