楊校美，肖紅葉

(1.河南大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，河南 開封 475001；2.天津財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計學(xué)院，天津 300222)

一、 問題的提出

改革開放四十多年來，中國經(jīng)濟經(jīng)歷了高速發(fā)展，總量躍居世界第二位。但粗放型增長模式所引發(fā)的社會經(jīng)濟問題日益凸顯，不僅導(dǎo)致資源配置效率低下、人均總產(chǎn)出和全要素生產(chǎn)率下降，而且還帶來嚴峻的資源、生態(tài)和環(huán)境等問題，使得原有的增長模式難以為繼，亟待向提高資源配置效率的高質(zhì)量增長模式轉(zhuǎn)變[1]。對此，黨的十九大報告中指出“以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，推動經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革，提高全要素生產(chǎn)率”，顯示出從供給側(cè)進行結(jié)構(gòu)性改革，有效化解資源錯配，提高全要素生產(chǎn)率，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展成為當下亟待解決的重要議題。為確保經(jīng)濟改革的有效性，下面三個問題成為關(guān)注的焦點：第一，在中國經(jīng)濟增長過程中有哪些原因?qū)е铝速Y源錯配的產(chǎn)生；第二，如何測度資源錯配；第三，緩解資源錯配和提高資源配置效率的有效途徑是什么。

針對上述問題，現(xiàn)有文獻進行了有益的探索：第一，關(guān)于資源錯配產(chǎn)生的原因。國外研究者將資源錯配產(chǎn)生的原因歸結(jié)為金融市場摩擦、企業(yè)經(jīng)營杠桿率過高、保險市場發(fā)育不完善、勞動力市場障礙等市場行為[2-6]。國內(nèi)學(xué)者則認為政府行政干預(yù)、所有制歧視和國有企業(yè)壟斷[7-11]、區(qū)域劃分導(dǎo)致的市場分割[12]、戶籍制度的限制[13]等因素的存在，扭曲了資本和勞動力等生產(chǎn)要素的實際價格，形成資源錯配。第二，關(guān)于資源錯配的測度。Hsieh和Klenow(2009)[14]對中國和印度資源錯配計算指數(shù)理論框架的構(gòu)造堪稱是該領(lǐng)域的代表性研究。在HK模型基礎(chǔ)之上，相關(guān)學(xué)者進行了有價值的探索，比如Brandt等(2013)[7]將國有和非國有部門納入HK模型；龔關(guān)和胡關(guān)亮(2015)[15]放松了HK模型規(guī)模報酬不變的假設(shè)條件；蓋慶恩等(2015)[16]除了測度資本錯配和勞動力錯配外，還測度了產(chǎn)品市場扭曲；陳詩一和陳登科(2017)[17]將能源要素引入HK模型。第三，關(guān)于改善資源錯配的途徑。國外學(xué)者提出可以通過優(yōu)化市場結(jié)構(gòu)，比如提高金融中介融資效率和減少勞動力市場摩擦來緩解資源錯配[6,18-19]。而國內(nèi)學(xué)者劉貫春等(2017)[20]則認為勞動力市場管制并不一定導(dǎo)致資源錯配，中國最低工資標準的設(shè)定和提高，反而有助于改善資源錯配。同時，政府對產(chǎn)業(yè)政策的支持，比如產(chǎn)業(yè)集聚，在大多數(shù)情況下也可以降低資源錯配，提高資源配置效率[21-23]。也有少數(shù)研究聚焦在吸引外資的資本錯配改善效果方面，劉湘麗(2000)[24]、趙奇?zhèn)ズ蜏?2015)[25]、孫浦陽和彭偉瑤(2014)[26]的研究發(fā)現(xiàn)，吸引外資可以緩解東道國的資本錯配，提高資本使用效率。而趙偉等(2006)[27]、白俊紅和劉宇英(2018)[28]的研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資也是緩解資源錯配的有效途徑。

然而，現(xiàn)有研究尚未關(guān)注到雙向直接投資對資源錯配的影響，尤其是以雙向直接投資協(xié)同發(fā)展為切入點，這為本文的研究提供了可能的拓展空間。作為中國對外開放的重要組成部分，外商直接投資和對外直接投資是實施“引進來”和“走出去”相并重戰(zhàn)略以獲取資金、技術(shù)或市場資源的關(guān)鍵所在[29-30]。根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議(UNCTAD)的統(tǒng)計，中國雙向直接投資的流量和存量均呈現(xiàn)出同向增長的趨勢(如圖1和圖2)，2018年中國吸引外商直接投資的流量和存量分別為1390億美元和16277億美元，均位居世界第二位；同期，中國對外直接投資流量和存量分別為1298億美元和19388億美元，位居世界第二位和第三位。那么，作為生產(chǎn)要素跨國配置的兩種重要方式，如此大規(guī)模的雙向直接投資流動會對中國的資源錯配產(chǎn)生什么樣的影響？關(guān)于這一問題的思考和回答，對于中國制定科學(xué)合理的“引進來”與“走出去”政策，進而促進資源的優(yōu)化配置和實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

圖1 中國雙向直接投資的流量

圖2 中國雙向直接投資的存量

鑒于此，本文利用中國2003-2018年30個省(市、區(qū))統(tǒng)計數(shù)據(jù)，實證檢驗了雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對資源錯配的影響。進一步，根據(jù)國際直接投資新發(fā)展趨勢、人均GDP水平的改變和中國對外開放戰(zhàn)略的特點，并結(jié)合數(shù)據(jù)本身特點對雙向直接投資協(xié)同發(fā)展階段進行劃分，探討雙向直接投資協(xié)同發(fā)展不同階段對資源錯配的影響。最后，從金融深化和勞動力成本提高兩個途徑對雙向直接投資協(xié)同發(fā)展影響資源錯配的傳導(dǎo)機制進行了檢驗。

區(qū)別于以往研究，本文的主要貢獻在于：其一，首次驗證了雙向直接投資協(xié)同發(fā)展與資源錯配之間的關(guān)系，豐富了資源錯配方面的研究；其二，利用中介效應(yīng)模型對雙向直接投資協(xié)同發(fā)展影響資源錯配進行了檢驗，從更深層次理解導(dǎo)致資源錯配的原因。其三，采用面板門限估計方法進行估計，獲得雙向直接投資協(xié)同發(fā)展與資源錯配之間的非線性關(guān)系，有助于更為精準地制定改善資源錯配的政策路徑。

二、 理論分析

作為中國獲取資金、技術(shù)和市場資源重要途徑的兩大戰(zhàn)略，外商直接投資和對外直接投資近年來均獲得了快速增長，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展日趨明顯，并成為引導(dǎo)資源合理流動，改善資源錯配和提高資源配置效率的重要推動力量。具體而言，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展通過提升金融深化水平改善資本錯配。一方面，外商直接投資除了為東道國帶來稀缺的資本，緩解金融抑制外，還可以改善東道國信貸市場供求雙方的信息不對稱，并通過垂直效應(yīng)和水平效應(yīng)，緩解東道國企業(yè)的融資約束[31]，從而降低融資成本，增加資本流動性，形成更加開放、包容、高效的金融體系，進而改善資本錯配，提高資本配置效率。另一方面，資本“引進來”也為資本“走出去”提供了堅實的基礎(chǔ)。東道國金融實力的增強和金融深化水平的提高，為企業(yè)跨國配置資本和生產(chǎn)經(jīng)營創(chuàng)造了基本條件，通過OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，東道國金融機構(gòu)與發(fā)達國家金融機構(gòu)建立起了比較緊密的關(guān)系，通過與發(fā)達國家金融機構(gòu)展開合作、交流和競爭，東道國金融機構(gòu)的管理水平和運作效率都得到了較大程度的提高，金融深化水平進一步優(yōu)化。因此，通過外商直接投資與對外直接投資的相互影響、相互促進和相互強化，可以不斷提升東道國金融深化水平，而金融深化水平的提升可以增加資源流動性，減少金融投資交易成本，增加投資，從而緩解資本錯配，提高資本配置效率[32]。故得出：

假設(shè)1：雙向直接投資協(xié)同發(fā)展通過提升金融深化水平改善資源錯配。

雙向直接投資協(xié)同發(fā)展通過提高勞動力成本改善勞動力錯配。外商直接投資的進入可以把東道國過剩的勞動力從農(nóng)村和效率低的行業(yè)釋放出來，這不僅有利于擴大東道國勞動力市場規(guī)模和提高勞動力匹配程度，而且還有利于當?shù)赝赓Y企業(yè)和內(nèi)資企業(yè)工人之間的交流和學(xué)習(xí)，進而促進管理經(jīng)驗、技術(shù)和營銷手段等知識的外溢，提高勞動者的工資。在發(fā)展中國家，伴隨著工資水平的提高，勞動者有更強的動機和愿望從事培訓(xùn)和工作，降低勞動力搜尋和匹配的成本，從而可以改善本地勞動力的錯配狀況。此外，基于信息不對稱和提高工人效率的考量，外資企業(yè)會通過提高工資的辦法來吸收高技術(shù)工人，從而引導(dǎo)高技術(shù)工人從技術(shù)水平相對較低的內(nèi)資企業(yè)流向技術(shù)水平相對較高的外資企業(yè)。這一方面會改善本地區(qū)勞動力的錯配狀況，另一方面也會倒逼本地內(nèi)資企業(yè)提高勞動力的配置效率。隨著東道國外商直接投資的持續(xù)進入和勞動力成本的攀升，生產(chǎn)效率高和競爭能力強的企業(yè)開始“走出去”。而作為跨國經(jīng)營活動的重要載體，國內(nèi)高技術(shù)工人也隨之發(fā)生跨國流動。為了彌補該缺口，國內(nèi)中低端技術(shù)工人通過本地跨國公司技術(shù)溢出效應(yīng)所產(chǎn)生的示范、模仿和人員流動效應(yīng)，成為中高端技術(shù)工人。在勞動力供給減少和技術(shù)含量提高雙重作用下，勞動力工資提高，從而有利于改善勞動力錯配。同時，通過對外直接投資“走出去”的勞動者，通過與國際勞動力市場接軌，對照國際上高技術(shù)工人的標準，不斷自我革新和自我完善，并通過回流國內(nèi)，帶來先進技術(shù)和先進的管理經(jīng)驗，從而進一步提升國內(nèi)技術(shù)工人的技術(shù)含量和工資水平。通過外商直接投資和對外直接投資的雙向流動和雙向協(xié)同發(fā)展，引致勞動者技術(shù)水平上升和工資水平提高，從而改善勞動力錯配，提高勞動力配置效率。故得出：

假設(shè)2：雙向直接投資協(xié)同發(fā)展通過提高勞動力成本改善勞動力錯配。

三、 資源錯配的測算框架及度量結(jié)果

本文在Hsieh和Klenow(2009)[14]、陳永偉和胡偉民(2011)[33]的理論基礎(chǔ)上，構(gòu)建一個更容易理解的要素錯配計算方法，來測算各地區(qū)的資本錯配程度和勞動力錯配程度。假定每個地區(qū)都使用資本和勞動力兩種要素進行生產(chǎn)，要素市場滿足完全競爭條件，產(chǎn)品市場滿足壟斷競爭條件，并采用規(guī)模報酬不變的C-D生產(chǎn)函數(shù)進行生產(chǎn)，具體形式如下：

(1)

(2)

其中，r和ω分別表示i地區(qū)資本和勞動力的實際要素價格。

式(2)的最優(yōu)化一階條件為：

(3)

(4)

(5)

(6)

為了分析的方便，我們可以定義兩類“錯配指數(shù)”：資本絕對錯配指數(shù)和勞動力絕對錯配指數(shù)，具體的定義如下：

(7)

(8)

(9)

同理，我們可以定義勞動力的相對錯配指數(shù)如下：

(10)

在實際測算過程中，絕對錯配指數(shù)是無法測度的，因此，經(jīng)常采用相對錯配指數(shù)。由式(5)(6)(9)和(10)得：

(11)

(12)

根據(jù)式(11)和(12)，我們可以得出地區(qū)i的資本相對錯配指數(shù)和勞動力相對錯配指數(shù)：

(13)

(14)

資本錯配指數(shù)和勞動力錯配指數(shù)測度中核心部分是資本產(chǎn)出彈性αi和勞動力產(chǎn)出彈性βi的測度，由于在生產(chǎn)過程中各地區(qū)資源稟賦和所采用的技術(shù)水平存在著較大的差異，所以產(chǎn)出彈性也會隨著時間和地區(qū)個體的不同而呈現(xiàn)出異質(zhì)性特征。為了刻畫這種時變性，本文采用狀態(tài)空間模型和卡爾曼濾波對資本產(chǎn)出彈性和勞動力產(chǎn)出彈性進行估計。具體的，對式(1)構(gòu)造如下狀態(tài)空間模型：

量測方程為：

lnYit=lnAit+αlnKit+βlnLit+εit

(15)

狀態(tài)方程：

lnAit=θlnAit-1+δit

(16)

αit=φiαit-1+vit

(17)

βit=λiβit-1+μit

(18)

其中，假定εit，δit，νit,μit服從均值為0的高斯分布，且不存在自相關(guān)性，各時變參數(shù)服從一階自回歸過程AR(1)，技術(shù)水平的自回歸系數(shù)不隨個體的改變而不同。產(chǎn)出變量(Yit)：本文用各地區(qū)的實際GDP來表示。關(guān)于實際GDP的測度，本文以2003年為基期，利用GDP平減指數(shù)進行平減，得到實際GDP。勞動力投入(Lit)：本文采用各地區(qū)的年平均就業(yè)人數(shù)來表示，即年初就業(yè)人數(shù)與年末就業(yè)人數(shù)的算術(shù)平均。資本投入量(Kit)：本文采用各地區(qū)的資本存量來表示，關(guān)于資本存量的測度，采用永續(xù)盤存法，其計算公式如下：

(19)

其中，Kt為當期的固定資本存量，It為當期的固定資產(chǎn)投資額，Pt為固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，δt為固定資產(chǎn)折舊率，采用單豪杰(2008)[34]的取值，δt=10.96%，Kt-1為上一期的固定資本存量。

(20)

(21)

根據(jù)上面的測度方法，可以得出各地區(qū)2003-2018年資本錯配指數(shù)和勞動力錯配指數(shù)(圖3和圖4)。從圖3中可以看出，在所研究的樣本區(qū)間內(nèi)，東、中、西三大區(qū)域都存在著明顯的資本錯配，且不同地區(qū)資本錯配呈現(xiàn)出分化現(xiàn)象：東部地區(qū)資本配置不足，而中部地區(qū)和西部地區(qū)資本配置過度。就其錯配程度而言，東部地區(qū)資本配置不足程度和西部地區(qū)資本配置過度程度最深。從發(fā)展趨勢看，中部地區(qū)和西部地區(qū)資本錯配狀況大都呈現(xiàn)出向最優(yōu)配置0軸靠近的趨勢，表現(xiàn)出隨時間改善的趨勢。而東部地區(qū)雖然具有向最優(yōu)配置0軸靠攏的趨勢，但這種隨時間改善的趨勢還不十分明顯。另外，資本錯配受外部經(jīng)濟沖擊和國內(nèi)經(jīng)濟政策的影響較大。伴隨著2008年國際金融海嘯的沖擊以及國家為應(yīng)對危機大規(guī)模經(jīng)濟刺激方案的出臺，三大區(qū)域的資本錯配都呈現(xiàn)出快速惡化的態(tài)勢。而隨著中國經(jīng)濟步入新常態(tài)和供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的深入推進，三大區(qū)域的資本均表現(xiàn)為逐漸向最優(yōu)資本配置的0軸靠攏，資本錯配得到一定程度的改善。

圖3 2003-2018年資本錯配程度變化趨勢

圖4 2003-2018年勞動力錯配程度變化趨勢

從圖4中我們可以發(fā)現(xiàn)，在所研究的樣本區(qū)間內(nèi)，東部、中部和西部地區(qū)的勞動力配置都表現(xiàn)出了向最優(yōu)配置0軸靠近的趨勢，勞動力錯配表現(xiàn)出隨著時間改善的態(tài)勢。東部地區(qū)勞動力錯配指數(shù)為正，表明勞動力配置不足，勞動力短缺。而中部地區(qū)和西部地區(qū)的勞動力錯配指數(shù)為負，表明勞動力配置過度，勞動力過剩。戶籍制度的放開和東部地區(qū)向中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，使得中西部地區(qū)過剩的勞動力向東部地區(qū)流動，使得東部地區(qū)和中西部地區(qū)的勞動力錯配狀況得到了改善，進而改善了全國范圍內(nèi)的勞動力錯配狀況。

四、 模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)說明

(一) 模型設(shè)定與估計方法

為分析雙向直接投資協(xié)同發(fā)展是否改善了中國的資源錯配，本文將資源錯配作為被解釋變量，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展作為解釋變量，并納入控制變量以反映宏觀經(jīng)濟和社會發(fā)展狀況對資源錯配的影響，考慮到資源錯配可能存在一定程度的路徑依賴[35]，本文構(gòu)建如下動態(tài)面板模型：

τKit=c+ατKi,t-1+βlnIOit+∑γjxijt+μi+λi+εit

(22)

τLit=c+ατLi,t-1+βlnIOit+∑γjxijt+μi+λi+εit

(23)

其中，τKi,t-1和τLi,t-1分別表示資本錯配指數(shù)和勞動力錯配指數(shù)的滯后一階，IOit為本文的核心解釋變量，表示第i個地區(qū)t年的雙向直接投資協(xié)同發(fā)展水平，β測度了雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對資源錯配的影響，如果β顯著大于0，則反映雙向直接投資協(xié)同發(fā)展會惡化資源錯配，β顯著小于0，則反映雙向直接投資協(xié)同發(fā)展可以改善資源錯配。xijt為控制變量信息集，下文將對這些變量進行解釋和說明。ui和vi分別表示地區(qū)和時間固定效應(yīng)，εit為隨機干擾項。

考慮到雙向直接投資協(xié)同發(fā)展與資源錯配之間可能存在著雙向因果關(guān)系：雙向直接投資協(xié)同發(fā)展水平的提高可以緩解資源錯配，而資源錯配的改善反過來會促進吸引外資和對外投資的融合發(fā)展。此外，現(xiàn)實中大多數(shù)宏觀經(jīng)濟變量是非平穩(wěn)序列，傳統(tǒng)的估計方法最小二乘法(OLS)難以有效的解決變量之間的內(nèi)生性問題。為此，本文利用雙向直接投資協(xié)同發(fā)展的滯后一期作為工具變量，采用系統(tǒng)GMM進行參數(shù)估計。

(二) 變量選取與數(shù)據(jù)說明

核心解釋變量：雙向直接投資協(xié)同發(fā)展程度(IO)，根據(jù)Dunning(1981)的投資發(fā)展周期理論(IDP)，隨著一國人均收入水平的提高，F(xiàn)DI和OFDI呈現(xiàn)出此消彼長的發(fā)展態(tài)勢[36]。本文采用黃凌云等(2018)的做法，利用容量耦合系統(tǒng)模型來測度和刻畫FDI和OFDI之間的協(xié)調(diào)發(fā)展水平[37]。將FDI和OFDI的耦合度表示如下：

Cit(IO)=FDIit×OFDIit/(αFDIit+βOFDIit)γ

(24)

其中，F(xiàn)DIit表示第i個地區(qū)第t期的實際利用外資金額；OFDIit表示第i個地區(qū)第t期的對外直接投資金額。α和β為特定權(quán)重，分別代表外商直接投資與對外直接投資的貢獻系數(shù)，0<α<1、0<β<1，α+β=1?？紤]到外商直接投資與對外直接投資在中國開放戰(zhàn)略中具有同等重要的作用，α和β的取值都為0.5。γ為調(diào)節(jié)系數(shù)，表示一個系統(tǒng)中包含的子系統(tǒng)的個數(shù)，其取值范圍為2≤γ≤5。由于本文研究的“外商直接投資-對外直接投資”包含兩個子系統(tǒng)，所以取γ=2。Cit(IO)值越大，耦合度越高；Cit(IO)值越小，耦合度越低。由于FDI和OFDI存在差異，會出現(xiàn)兩者的值較低而耦合度較高的情況，為了避免這種情況的出現(xiàn)，構(gòu)造如下的FDI和OFDI協(xié)同發(fā)展指標：

(25)

其中，T=(FDIit+OFDIit)/2，表示投資綜合指標；Dit(IO)表示第i個地區(qū)第t年FDI和OFDI的協(xié)同發(fā)展程度，Dit(IO)值越大，F(xiàn)DI和OFDI的協(xié)同發(fā)展程度越高，反之，則協(xié)同發(fā)展程度越低。

結(jié)合(24)式和(25)式，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展的測度公式如下：

Dit(IO)={FDIit×OFDIit/[(FDIit+OFDIit)/2]}1/2

(26)

根據(jù)(26)式我們可以測度出中國各地區(qū)2003-2018年雙向直接投資的協(xié)同發(fā)展水平，從圖5中可以發(fā)現(xiàn)，東、中、西部地區(qū)在所研究的樣本區(qū)間內(nèi)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展水平都呈現(xiàn)出了快速增長的態(tài)勢，但不同地區(qū)雙向直接投資的協(xié)同發(fā)展水平存在明顯差異：東部地區(qū)明顯快于中西部地區(qū)，中西部地區(qū)之間差異較小。另外，三個地區(qū)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展水平在提高的同時也存在著一定程度的波動。從時間節(jié)點看，波動的拐點發(fā)生在2008年，在2008年國際經(jīng)濟危機發(fā)生以前，2003-2008年，三個地區(qū)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展水平增速相對較慢；而在2008年后，東、中、西部地區(qū)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展進入快速增長通道，尤其是東部地區(qū)其增速最為明顯。

圖5 2003-2018年中國雙向直接投資協(xié)同發(fā)展趨勢

除了核心解釋變量外，本文還加入了可能影響地區(qū)資源配置的其他控制變量。

(1)出口依存度(export)。Melitz(2003)[38]的研究表明，相對于國內(nèi)企業(yè)，出口企業(yè)具有更高的效率。他認為在開放條件下，出口企業(yè)面對更多的競爭對手和更大的產(chǎn)品市場，效率低下的出口企業(yè)就會被淘汰，為了存活下去，出口企業(yè)只有不斷地提高效率，從而促進資源從效率低的企業(yè)流向效率高的企業(yè)，進而使資源得到優(yōu)化配置。對于處在轉(zhuǎn)型時期的中國而言，在出口導(dǎo)向型戰(zhàn)略的驅(qū)動下，政府通過出口退稅、財政補貼等非市場化手段壓低生產(chǎn)要素價格，進而達到鼓勵企業(yè)出口的目的，產(chǎn)生了所謂的“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象[39-40]，造成了出口企業(yè)的生產(chǎn)效率可能低于國內(nèi)企業(yè)的現(xiàn)象，從而惡化資源配置。本文采用樣本期內(nèi)地區(qū)出口總額占地區(qū)GDP的比重來衡量出口依存度。

(2)進口依存度(import)。進口貿(mào)易作為獲取生產(chǎn)要素的重要途徑，進而影響到資源的配置效率。Coe等(1997)[41]認為進口貿(mào)易主要通過以下四個途徑達到優(yōu)化資源配置效率的目的。第一，中間產(chǎn)品和資本設(shè)備的進口可以提高本國的生產(chǎn)率；第二，通過學(xué)習(xí)先進國家的生產(chǎn)方法、產(chǎn)品設(shè)計、組織方式和市場條件，提高資源的利用效率；第三，發(fā)展中國家通過模仿、消化和吸收發(fā)達國家的技術(shù)，提高本國的技術(shù)水平；第四，可能會促進一些新的適宜技術(shù)的產(chǎn)生，從而提高進口國的生產(chǎn)率水平。本文采用樣本期內(nèi)地區(qū)進口總額占地區(qū)GDP的比重來衡量進口依存度。

(3)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(structure)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動態(tài)變遷，既是經(jīng)濟發(fā)展模式的轉(zhuǎn)變，也是生產(chǎn)要素流動和優(yōu)化的結(jié)果。伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在一、二、三產(chǎn)業(yè)之間的動態(tài)改變，資本和勞動力等生產(chǎn)要素也從效率低的部門和產(chǎn)業(yè)流向效率高的部門和產(chǎn)業(yè)，進而起到了資源的優(yōu)化配置功能。本文采用樣本期內(nèi)地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)GDP的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

(4)政府干預(yù)(government)。在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體中，制度安排的不當或缺失造成市場化程度相對較低，進而引發(fā)政府對經(jīng)濟的過多干預(yù)，從而造成生產(chǎn)要素配置的扭曲和經(jīng)濟發(fā)展模式的畸形。鑒于中國各地區(qū)官員的唯GDP考核標準和錦標賽標準，各地方政府運用政府行政力量干預(yù)要素的市場化定價和合理的要素流動成為各地方經(jīng)濟發(fā)展過程中的一種常態(tài)，這勢必會造成要素配置效率的下降和資源的浪費。本文采用樣本期內(nèi)地方政府財政支出占地區(qū)GDP的比重來衡量政府干預(yù)程度。

(5)市場化程度(market)。資源合理配置的基礎(chǔ)是要素價格能快速且準確地反映資源的稀缺性，也即按照市場機制實現(xiàn)要素由生產(chǎn)效率低的地區(qū)和部門向生產(chǎn)效率高的地區(qū)和部門流動。市場化程度高的地區(qū)和部門，其資源錯配的效率也相對較高。本文采用樊綱等(2011)[42]以及王小魯?shù)?2019)[43]測算的中國分省份市場化指數(shù)來表征各地區(qū)的市場化程度。由于上述指標數(shù)據(jù)僅更新到2016年，因此，為了保持統(tǒng)計指標的一致性和有效性，本文利用插值法，通過完全線性回歸和加權(quán)線性回歸兩種方法來測算外推插值，從而得到2003-2018年的市場化指數(shù)。

進一步，在進行機制檢驗時，涉及變量的測度方法具體為：(1)勞動力成本(wage)，采用城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資來衡量。(2)金融深化(fd)，已有研究多采用信貸占GDP的比重來測度金融深化，但以政府主導(dǎo)型金融體系為基本特征的中國，國有企業(yè)憑借其特殊的優(yōu)勢地位，可以非常便捷地獲得優(yōu)惠資金支持，且在“預(yù)算軟約束”條件下，銀行等金融機構(gòu)對國有企業(yè)的廉價資金支持力度會持續(xù)增加，而一些具有發(fā)展?jié)摿η疑a(chǎn)效率高的民營企業(yè)，卻面臨著嚴重融資約束。因此，采用信貸占GDP比重來測度金融深化是不恰當?shù)?，用非國有企業(yè)貸款占GDP比重來衡量金融深化顯得更為合適[44]，具體公式為：

(27)

本文研究的樣本為中國30個省(市、區(qū))，不包括港、澳、臺和西藏地區(qū)，研究區(qū)間為2003-2018年，之所以從2003年開始，是因為商務(wù)部從2003年起才開始對外公布對外直接投資數(shù)據(jù)。吸引外資和對外投資的數(shù)據(jù)分別來源于各年度《外商直接投資統(tǒng)計公布》和《對外直接投資公報》，就業(yè)人數(shù)來源于各年度《中國勞動統(tǒng)計年鑒》，市場化指數(shù)來源于樊綱等(2011)[42]以及王小魯?shù)?2019)[43]測算的中國分省份市場化指數(shù)，其他數(shù)據(jù)均來源于各年度《中國統(tǒng)計年鑒》和各省區(qū)市統(tǒng)計年鑒。表1給出了上述變量的描述性統(tǒng)計。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

五、 實證檢驗

(一) 基準回歸

為了保證回歸方向的一致性，借鑒季書涵等(2016)[22]的做法，對因變量做絕對值處理，數(shù)值越大，錯配越嚴重。當被解釋變量與解釋變量反方向變動時，則認為資源錯配狀況改善。估計結(jié)果如表2所示，AR(1)和AR(2)的p值表明，至少在5%的顯著性水平下，擾動項的差分存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，故接受原假設(shè)“擾動項無自相關(guān)”，可以使用系統(tǒng)GMM。Sargan檢驗的p值顯示，至少在1%的顯著性水平下，接受“所有工具變量都有效”的原假設(shè)，即所有的工具變量都是有效的，系統(tǒng)GMM是有效的。

表2 雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對資源錯配的影響：基準回歸

從核心解釋變量看，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對資本錯配和勞動力錯配的影響均顯著為負，一定程度上表明，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展有利于中國資本和勞動力資源錯配程度的降低，提高資源利用效率。中國通過實施“引進來”和“走出去”相并重的開放戰(zhàn)略，在全球價值鏈體系中，利用國內(nèi)和國際兩個市場，引導(dǎo)資本和勞動力等資源合理流動，進而改善中國的資源錯配程度。

從被解釋變量的滯后階看，資本錯配和勞動力錯配的滯后一階的估計系數(shù)都顯著為正，顯示出資源錯配具有一定程度的慣性，上期資源錯配會對當前資源錯配產(chǎn)生影響，資源錯配存在明顯的路徑依賴。

從控制變量看，金融深化對資本錯配和勞動力錯配的影響都顯著為負，表明通過完善金融市場和提高金融深化水平可以改善中國的資本和勞動力錯配。勞動力成本對資本錯配和勞動力錯配的影響均為負，且都在1%統(tǒng)計水平上顯著，這意味著，勞動力成本上升可以緩解資本和勞動力錯配。出口對資本錯配的影響不顯著，表明出口對中國資本錯配的改善效果不明顯，出口“生產(chǎn)率悖論”在資本配置方面沒有體現(xiàn)。出口對勞動力錯配的影響顯著為正，表明出口非但沒有改善中國的勞動力錯配狀況，反而惡化了中國的勞動力錯配狀況，出口“生產(chǎn)率悖論”在勞動力配置方面成立。進口對資本錯配的影響不顯著，表明通過進口并不能降低中國的資本錯配程度，但對勞動力的影響則顯著為負，一定程度上表明，進口有利于中國勞動力錯配的改善。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對資本錯配和勞動力錯配的影響都顯著為負，表明通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度化和優(yōu)化升級可以改善中國整體的資源錯配狀況。政府干預(yù)對資本錯配和勞動力錯配的影響均顯著為正，在一定程度上表明，政府干預(yù)扭曲了要素市場，不利于中國資本和勞動力錯配的改善。市場化水平對資本錯配和勞動力錯配的影響均顯著為負，表明市場化水平的提高可以降低中國資本和勞動力錯配狀況，提高資源的配置效率。

(二) 穩(wěn)健性檢驗

為進一步驗證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文擬采用地區(qū)要素市場資本扭曲系數(shù)distortK替換地區(qū)資本錯配指數(shù)τK，地區(qū)勞動力扭曲系數(shù)distortL替換地區(qū)勞動力錯配指數(shù)τL來驗證雙向直接投資協(xié)同發(fā)展與資源錯配之間的關(guān)系是否成立。在市場經(jīng)濟和完全競爭條件下，要素的實際報酬應(yīng)該等于要素的實際貢獻，而根據(jù)分配的邊際生產(chǎn)力論，要素的實際貢獻就是其邊際產(chǎn)品，因此，在要素配置不存在扭曲的條件下，要素的實際報酬等于邊際產(chǎn)品。而在要素市場存在扭曲的條件下，要素的實際報酬就會和邊際產(chǎn)品發(fā)生偏離，基于上述理論和數(shù)據(jù)的可獲得性，要素市場資本扭曲系數(shù)distortK和勞動力扭曲系數(shù)distortL的測度公式如下：

(28)

(29)

其中，MPKi和MPLi分別表示地區(qū)資本邊際產(chǎn)出和勞動力邊際產(chǎn)出，piyi表示地區(qū)生產(chǎn)總值，wi表示勞動力價格，本文采用各地區(qū)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資表示，并用2003年為基期的實際工資指數(shù)進行平減。對于資本價格，通?？梢杂檬袌隼蕘肀硎?，但對于轉(zhuǎn)型期的中國而言，金融市場發(fā)展不完善，市場化程度不高，利率水平很大程度上受到政府管制，因此，基于供求關(guān)系的市場化利率水平難以形成。在這種情況下，本文借鑒段國蕊和臧旭恒(2013)[45]的做法，選取實際貸款利率作為反映資本價格的指標。用rit表示資本價格，it表示1年期的法定貸款基準利率，(1)若本年度內(nèi)1年期法定貸款基準利率進行調(diào)整，則取數(shù)次調(diào)整后的平均值作為本年度1年期法定貸款基準利率。pit表示消費者價格指數(shù)(CPI)的變動率，則資本的價格可以近似的表示為：

rit=it-pit

(30)

如果distortKi和distortLi等于0，則意味著資本和勞動力的實際報酬等于實際貢獻，不存在要素扭曲；如果distortKi和distortLi大于0，則表明要素的實際報酬低于實際貢獻，存在著正向要素錯配；如果distortKi和distortLi小于0，則說明要素的實際報酬高于實際貢獻，存在著負向要素錯配。與前文一致，由于存在要素市場扭曲系數(shù)大于0和小于0兩種情況，對因變量distortKi和distortLi取絕對值處理，對動態(tài)模型(22)和(23)采用系統(tǒng)GMM方法進行估計，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對資源錯配的影響：穩(wěn)健性檢驗

估計結(jié)果顯示，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對資本扭曲系數(shù)distortKi和勞動力扭曲系數(shù)distortLi的影響都顯著為負，且模型通過了Arellano-Bond自相關(guān)檢驗和Sargan工具變量檢驗，表明系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果是一致有效的，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展可以在一定程度上改善資本扭曲和勞動力扭曲。用要素市場資本扭曲系數(shù)distortKi和勞動力扭曲系數(shù)distortLi替換資本錯配指數(shù)τK和勞動力錯配指數(shù)τL后，我們的回歸結(jié)果基本和上文保持一致，具有相當?shù)姆€(wěn)健性。

(三) 分地區(qū)回歸

與中國經(jīng)濟高速發(fā)展相伴隨的是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不平衡性，那么，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對資源錯配的影響是否存在地區(qū)差異性？這是我們接下來重點研究的問題。與前文保持一致，將總樣本分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三個子樣本，以考察雙向直接投資對資源錯配影響的地區(qū)差異性，如表4所示。

從表4的估計結(jié)果看，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對東部地區(qū)的資本錯配和勞動力錯配的影響均顯著為負，東部地區(qū)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展有利于該地區(qū)資源錯配的改善；而中部地區(qū)和西部地區(qū)則呈現(xiàn)出分化現(xiàn)象：中部地區(qū)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對資本錯配的影響顯著為負，但對勞動力錯配的影響雖然為負，但不顯著；西部地區(qū)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展僅能改善勞動力錯配，但對資本錯配的改善效果不明顯。究其原因，憑借其有利的區(qū)位優(yōu)勢、國家政策傾斜和相對完善的市場化環(huán)境，東都地區(qū)的雙向直接投資協(xié)同發(fā)展水平較高，進而通過“引進來”和“走出去”戰(zhàn)略的實施，引導(dǎo)資源合理配置，有效地改善了東部地區(qū)的資本錯配和勞動力錯配。得益于“中部崛起”戰(zhàn)略和東部沿海地區(qū)產(chǎn)業(yè)向中部地區(qū)轉(zhuǎn)移，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展可以改善中部地區(qū)的資本錯配，但勞動力市場供給依然存在著較為嚴重的結(jié)構(gòu)性問題，從而使得中部地區(qū)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對勞動力錯配的改善效果還不明顯；西部地區(qū)由于資源稟賦條件和相對滯后的市場化環(huán)境，使得雙向直接投資協(xié)同發(fā)展水平相對較低，可以改善本地區(qū)的勞動力錯配，而對于資本錯配狀況的改善效果則不明顯。

表4 雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對資源錯配的影響：分地區(qū)回歸

(四) 分階段回歸

借鑒Dunning(1981)[34]的投資發(fā)展周期理論，并考慮到國際直接投資的新發(fā)展趨勢、人均GDP水平的改變和中國對外開放戰(zhàn)略的特點，本文根據(jù)數(shù)據(jù)本身特點來內(nèi)生地劃分雙向直接投資協(xié)同發(fā)展階段。具體地，從資源配置角度探尋雙向直接投資協(xié)同發(fā)展的階段性規(guī)律，將錯配程度作為因變量，沿用前文的回歸控制變量，將人均GDP(pgdp)作為門限變量，根據(jù)門限面板模型來確定門限的個數(shù)，門限效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示(如表5所示)，在自舉次數(shù)為300的條件下，存在雙重門限，第一個門限值(如表6所示)為pgdp=19821元，第二個門限值為pgdp=49542元。根據(jù)門限值將雙向直接投資協(xié)同發(fā)展分為三個階段，并對每個階段進行了系統(tǒng)GMM估計，以考察雙向直接投資協(xié)同發(fā)展階段的不同對中國資源錯配的影響，估計結(jié)果如表7所示。

表5 門限效應(yīng)檢驗結(jié)果

表6 門限估計值

從表7的估計結(jié)果中我們可以發(fā)現(xiàn)，當pgdp≤19821元時，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對資本錯配和勞動力錯配的影響均不顯著，這在一定程度上表明，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對中國整體的資源錯配改善效果不明顯。這一研究結(jié)果與門限值19821元所對應(yīng)的雙向直接投資的發(fā)展階段相契合，2007年中國人均GDP為20494元。2003-2007年，中國對外投資剛剛起步，無論從流量還是從存量看，都與吸引外資存在著較大差距，從而造成雙向直接投資協(xié)同發(fā)展水平較低，對中國資源錯配的緩解作用還相當有限。

表7 雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對資源錯配的影響：分階段回歸

(續(xù)表7)

當19821

當pgdp>49542元時，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對資本錯配和勞動力錯配的影響均顯著為負，這表明，該時期雙向直接投資協(xié)同發(fā)展可以有效地改善中國整體的資本和勞動力錯配。與這個時期相對應(yīng)的時間節(jié)點是2015年(2015年中國人均GDP的值為50237元)至今。伴隨著中國經(jīng)濟進入新常態(tài)，經(jīng)濟增速由高速增長轉(zhuǎn)變?yōu)橹械退僭鲩L，產(chǎn)能過剩，結(jié)構(gòu)性問題突出，為此，需要進行結(jié)構(gòu)性改革。而“一帶一路”倡議作為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要組成部分，發(fā)揮著越來越重要的作用。而伴隨著“一帶一路”倡議的深入推進，雙向直接投資也進入了一個新的更快的發(fā)展階段，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展也進入了高度融合階段，因此，其對中國資本錯配和勞動力錯配的改善效果也越來越明顯。

六、 傳導(dǎo)機制檢驗

從第二部分的理論分析中得出，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展通過提升金融深化水平，從而緩解資本錯配；通過提高勞動力成本，緩解勞動力錯配。

為了驗證這兩個傳導(dǎo)渠道的作用，本文對資本錯配和勞動力錯配分別構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

fdit=c+β1lnIOit+∑γjxijt+εit

(31)

τKit=c+ατKi,t-1+βlnIOit+ηfdit+∑γjxijt+εit

(32)

lnwageit=c+β1lnIOit+∑γjxijt+εit

(33)

τL,it=c+ατLi,t-1+βlnIOit+φlnwageit+∑γjxijt+εit

(34)

其中，公式(32)和式(34)中的β衡量的是雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對資源錯配的直接效應(yīng)，β1η衡量雙向直接投資協(xié)同發(fā)展通過提高金融深化改善資本錯配的中介效應(yīng)，β1φ衡量雙向直接投資協(xié)同發(fā)展通過提高勞動力成本改善勞動力錯配的中介效應(yīng)。

估計結(jié)果如表8所示，其中，第(1)列是基于式(31)的估計結(jié)果，研究發(fā)現(xiàn)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展提高了金融深化水平，從而從第(2)列的估計結(jié)果中我們就可以發(fā)現(xiàn)，金融深化水平的提高可以改善資本錯配。第(3)列是基于式(32)的估計結(jié)果，結(jié)果顯示，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展通過金融深化緩解資本錯配。第(4)列是基于式(33)的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展可以提高勞動力成本，從而從第(5)列的回歸結(jié)果可知，勞動力成本提高有利于勞動力錯配的改善。第(6)列是基于式(34)的估計結(jié)果，顯示雙向直接投資協(xié)同發(fā)展通過提高勞動力成本改善勞動力錯配。因此，上述實證研究表明：雙向直接投資協(xié)同發(fā)展通過提高金融深化水平改善資本配置，通過提高勞動力成本改善勞動力錯配。

表8 雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對資源錯配的機制分析

七、 結(jié)論及啟示

改革開放四十多年來，隨著中國融入經(jīng)濟全球化和全球價值鏈的程度不斷加深，中國吸引的外商直接投資和對外直接投資均持續(xù)快速增長。在此背景下，本文研究了雙向直接投資對中國資源錯配的影響。具體是，利用2003-2018年中國省級面板數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)GMM方法，并結(jié)合中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?，實證檢驗了雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對中國資源錯配的影響。從總體看：雙向直接投資協(xié)同發(fā)展會顯著降低中國資本錯配和勞動力錯配。分地區(qū)看：東部地區(qū)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展可以緩解資源錯配；中部地區(qū)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展僅能改善資本錯配，對勞動力錯配的改善效果不明顯；西部地區(qū)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展可以改善勞動力錯配，但對資本錯配的改善效果不明顯。同時，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對中國資源錯配的影響存在階段性特征：當人均收入水平低于19821元(2007年以前)時，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展未對中國資源錯配產(chǎn)生顯著影響；當人均收入水平大于19821元小于49542元(2008-2014年)時，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展可以緩解資本錯配，但對勞動力錯配的改善效果不明顯；當人均收入水平大于49542元(2015年以后)時，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展有利于改善資源錯配。進一步的作用機制分析表明，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展通過提高金融深化水平和勞動力成本，進而緩解資本錯配和勞動力錯配，提高經(jīng)濟效益。

當下中國正處于由要素投入向提高資源配置效率轉(zhuǎn)變的高質(zhì)量發(fā)展階段，如何統(tǒng)籌吸引外資與對外投資，發(fā)揮其優(yōu)化資源配置的作用，是進一步擴大改革開放所面臨的重要問題。首先，各地區(qū)應(yīng)該繼續(xù)堅持吸引外資的基本開放戰(zhàn)略不動搖，鼓勵本地企業(yè)在全球價值鏈的不同位置同外資企業(yè)進行合作。通過跨國公司的技術(shù)溢出效應(yīng)來降低本地區(qū)的資源錯配狀況，提高資源利用效率，提升本地區(qū)企業(yè)的生產(chǎn)率。同時通過與外國跨國公司的合作與競爭，本地企業(yè)能夠獲得對外投資的經(jīng)驗和能力，從而開展對外直接投資，利用對外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)改善國內(nèi)的資源錯配，提高資源的配置效率。其次，各地區(qū)相關(guān)職能部門應(yīng)該制定和建立吸引外資和對外投資相關(guān)協(xié)調(diào)機制，在引導(dǎo)本地政府招商引資，提高資源配置效率的同時，鼓勵企業(yè)對外直接投資，參與國際競爭，依靠雙向直接投資的協(xié)同發(fā)展實現(xiàn)本地區(qū)資源優(yōu)化配置和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。