李 平，牟國婷，武傳昊

（1.山東理工大學(xué)a. 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)部；b. 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 淄博 255012；2.遼寧大學(xué)公共管理學(xué)院，遼寧 沈陽 110036）

一、引言

隨著中國經(jīng)濟(jì)步入高質(zhì)量發(fā)展階段，資源、環(huán)境等多重約束與產(chǎn)能過剩等結(jié)構(gòu)性問題日益凸顯，2020年4月9日，《中共中央國務(wù)院關(guān)于構(gòu)建更加完善的要素市場化配置體制機(jī)制的意見》提出，要“深化要素市場化配置改革，促進(jìn)要素自主有序流動，提高要素配置效率，進(jìn)一步激發(fā)全社會創(chuàng)造力和市場活力，推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革”。因此，促進(jìn)資源優(yōu)化配置、提高資源配置效率，是中國深入推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措。

對外直接投資是緩解資源錯配現(xiàn)狀、提高資源配置效率的有效渠道（白俊紅和劉宇英，2018；林敢和陳廷貴，2020）［1-2］。改革開放以來，工業(yè)化成為中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要動力（李蘇蘇等，2022）［3］，隨著中國工業(yè)化進(jìn)程的加快，中國對外直接投資發(fā)展迅猛，中國對外直接投資流量已連續(xù)十年位列全球前三，亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行的建立以及“一帶一路”倡議的提出，為對外直接投資的發(fā)展提供了新的平臺與機(jī)會。同時，中國對外直接投資的發(fā)展較多呈現(xiàn)出顯著集聚經(jīng)濟(jì)特征（謝杰和劉任余，2011）［4］，以“工業(yè)園區(qū)和產(chǎn)業(yè)群”為特色的集聚區(qū)企業(yè)生產(chǎn)率的改善已成為中國經(jīng)濟(jì)增長奇跡的一個重要標(biāo)志（孟寒和嚴(yán)兵，2020；Hu 等，2015）［5-6］。中國對外直接投資與空間集聚的重合，使得將兩者割裂對地區(qū)資源配置效率進(jìn)行的研究不夠全面綜合，針對對外直接投資引致的工業(yè)規(guī)模集聚式發(fā)展對地區(qū)資源配置究竟會產(chǎn)生什么樣的影響，目前鮮有文獻(xiàn)進(jìn)行深入詳盡的研究?；诖耍疚臄M從產(chǎn)業(yè)集聚的視角探討對外直接投資對地區(qū)資源配置效率的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

從現(xiàn)有研究來看，大多數(shù)學(xué)者圍繞資源錯配的度量、成因以及影響進(jìn)行了全面的分析。Hsieh 和Klenow（2009）［7］首次利用規(guī)模報酬不變的C-D 生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)造了資源錯配計算指數(shù)的測度理論框架，并對中國和印度的資源錯配展開分析；Brandt 等（2013）［8］、靳來群等（2015）［9］、宋馬林和金培振（2016）［10］分別從行政壟斷、市場分割、戶籍制度的角度運用上述框架證明了中國資源錯配情況的存在；李靜等（2012）［11］的研究表明，中國全部工業(yè)企業(yè)的總體全要素生產(chǎn)率在有效地消除資源錯配的情況下可以提高51%以上。

現(xiàn)有文獻(xiàn)較多將集聚與對外直接投資分開進(jìn)行分析，在探究產(chǎn)業(yè)集聚與資源配置關(guān)系的文獻(xiàn)中，大部分研究結(jié)論表明產(chǎn)業(yè)集聚能夠改善資源錯配，提高資源配置效率。季書涵等（2016）［12］通過實證研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚能夠在資本配置過度以及勞動力配置不足時通過降低資本門檻和優(yōu)化勞動力結(jié)構(gòu)優(yōu)化資源配置；崔書會等（2019）［13］研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平的提高會顯著提升金融業(yè)的專業(yè)化分工、改善資本錯配，同時會提高勞動力成本、改善勞動錯配；盛丹和王永進(jìn)（2013）［14］構(gòu)造了中國地級城市的產(chǎn)業(yè)集聚指標(biāo)，結(jié)合世界銀行2005 年投資環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)和1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫分析發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚顯著降低了企業(yè)的融資成本，且能夠長期推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。也有一些學(xué)者得出不同甚至相反的結(jié)論，汪洋（2020）［15］基于2008—2013 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)構(gòu)建了包含空間集聚因素的資源誤置模型，從資源誤置角度發(fā)現(xiàn)制造業(yè)地理集中會加大生產(chǎn)率離散程度；張?zhí)烊A等（2019）［16］研究表明，專業(yè)化集聚會提高企業(yè)要素配置效率，多樣化集聚則會加劇企業(yè)要素錯配。

另一類文獻(xiàn)中，學(xué)者們針對對外直接投資對資源配置的影響進(jìn)行了多角度考察，通過實證分析得出對外直接投資能夠緩解資源錯配的結(jié)論（屈小娥等，2022）［17］，但在作用機(jī)制方面存在差異。有的學(xué)者認(rèn)為，對外直接投資是通過企業(yè)生產(chǎn)率增長和非國有企業(yè)轉(zhuǎn)型升級提高資源配置效率（林敢和陳廷貴，2020）［2］；有些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)對外投資行為主要通過加速“去過剩產(chǎn)能”、邊際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、提升國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率三條途徑來化解要素市場扭曲困境（黎紹凱等，2020）［18］；還有些學(xué)者通過實證研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資提高了東道國不具有比較優(yōu)勢產(chǎn)品的出口風(fēng)險，從而引導(dǎo)資源從缺乏效率的產(chǎn)業(yè)退出而提高資源配置效率（房帥等，2020）［19］。此外，對外直接投資對于資源配置效率的促進(jìn)作用具有明顯的差異化影響，對東部地區(qū)促進(jìn)程度較西部地區(qū)顯著，對資本扭曲的矯正程度較勞動力扭曲的矯正程度顯著（劉亮等，2022）［20］。

縱觀已有研究成果，以往研究文獻(xiàn)多側(cè)重于產(chǎn)業(yè)集聚對資源配置的研究或者對外直接投資對資源配置的研究，較少文獻(xiàn)探討對外直接投資對產(chǎn)業(yè)集聚的影響。龔新蜀等（2017）［21］運用Super-SBM模型發(fā)現(xiàn)，對外直接投資通過集聚結(jié)構(gòu)輕化效應(yīng)、集聚規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和集聚資源配置效應(yīng)對工業(yè)綠色創(chuàng)新效率起到顯著促進(jìn)作用；聶飛和劉海云（2017）［22］研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對中國制造業(yè)集聚有顯著正向影響，缺乏從產(chǎn)業(yè)集聚的視角就對外直接投資對資源配置的影響展開系統(tǒng)研究的文獻(xiàn)（蔣為等，2019；熊彬和王夢嬌，2018）［23-24］?；诖耍疚目赡艽嬖诘倪呺H貢獻(xiàn)在于：就對外直接投資的集聚效應(yīng)影響地區(qū)資源配置的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行探討，并提出相關(guān)對策建議。本文寫作部分安排如下：第一部分為引言；第二部分為文獻(xiàn)綜述；第三部分為機(jī)制分析與理論假設(shè)；第四部分為模型構(gòu)建、變量界定和度量以及數(shù)據(jù)來源；第五部分為實證及其結(jié)果分析；第六部分為本文的結(jié)論以及政策含義。

三、機(jī)制分析

本文認(rèn)為對外直接投資能夠通過推動工業(yè)集聚區(qū)的形成，通過集聚效應(yīng)間接改善中國資源錯配情況，提升中國資源配置效率，故本文分別就對外直接投資促進(jìn)集聚經(jīng)濟(jì)的形成機(jī)制以及對外直接投資推動集聚產(chǎn)生之后對中國資源配置效率的提升作用進(jìn)行探討。

（一）對外直接投資推動集聚效應(yīng)形成

隨著產(chǎn)業(yè)集聚理論的發(fā)展，國內(nèi)外學(xué)者通常使用區(qū)位熵法來測度產(chǎn)業(yè)集聚，其能夠在一定程度上反映一個區(qū)域的某個產(chǎn)業(yè)相比其他區(qū)域該產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人口或總產(chǎn)值的集中程度（王燕等，2023）［25］。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)活動的空間配置是兩種對立的力量即集聚力和分散力相互作用的結(jié)果，相關(guān)研究表明中國的空間集聚尚未達(dá)到最優(yōu)水平，即中國空間配置的集聚力大于分散力（Fujita 等，1999）［26］。本文認(rèn)為，對外直接投資能夠吸引企業(yè)在特定區(qū)域內(nèi)聚集，逐步發(fā)展為工業(yè)集聚區(qū)，形成產(chǎn)業(yè)集聚。

一方面，對外直接投資的國內(nèi)母公司憑借在海外建立子公司，并通過學(xué)習(xí)獲得先進(jìn)技術(shù)資源與管理經(jīng)驗，增加對高質(zhì)量、新型產(chǎn)品的研發(fā)投入，通過自身逆向技術(shù)溢出不斷吸引國內(nèi)同類企業(yè)聚集。企業(yè)對外直接投資顯著地提高了職工的平均工資水平（毛其淋和許家云，2014）［27］，能夠在吸引勞動力涌入的同時幫助企業(yè)增強(qiáng)抵御風(fēng)險的能力（Mc-Cormick，1999；蘇丹妮等，2020）［28-29］，同時帶動集聚區(qū)內(nèi)基礎(chǔ)設(shè)施和公共產(chǎn)品供給的增加。而伴隨產(chǎn)業(yè)在特定地點長期集聚，能夠吸引上下游相關(guān)聯(lián)企業(yè)與配套產(chǎn)業(yè)的集中（龔新蜀等，2017）［21］。隨著供應(yīng)商的增多，該地區(qū)便逐漸發(fā)展為生產(chǎn)中心（Duranton 和Puga，2004）［30］，從而推動產(chǎn)業(yè)集群式發(fā)展形成集聚效應(yīng)。

另一方面，對外直接投資能夠幫助國內(nèi)企業(yè)對標(biāo)國際大市場，也是企業(yè)間交換信息、降低成本的關(guān)鍵渠道。知識交流存在距離衰減效應(yīng)，地理距離上的接近有助于企業(yè)間緘默性知識和技術(shù)的傳遞與擴(kuò)散，可以快速實現(xiàn)企業(yè)間知識與技術(shù)的共享（惠獻(xiàn)波，2022）［31］；進(jìn)行對外直接投資的企業(yè)地理位置相近，既可以與同樣有海外投資經(jīng)驗的企業(yè)交流協(xié)作，又可以給未進(jìn)行對外直接投資的企業(yè)提供“示范作用”，對外直接投資企業(yè)為了能夠快速有效地學(xué)習(xí)經(jīng)驗與技術(shù)，降低企業(yè)間的交易成本以及交易風(fēng)險，傾向于在接近的地區(qū)集聚，加速了產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)的形成。因此，對外直接投資企業(yè)從有利于優(yōu)化技術(shù)、降低成本、提升利潤等未來發(fā)展的角度，傾向于在一定地理區(qū)域內(nèi)集群式發(fā)展。鑒于此，本文提出假設(shè)1。

H1：對外直接投資有利于地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)的形成。

（二）對外直接投資集聚提升資源配置效率

為便于表述，本文將對外直接投資吸引產(chǎn)業(yè)集聚后發(fā)揮集聚力的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)簡稱為對外直接投資集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。對外直接投資集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)有利于提升地區(qū)資源配置效率，隨著產(chǎn)業(yè)集聚的形成，集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)數(shù)量的增多和經(jīng)驗的積累能夠推動地區(qū)產(chǎn)能得到更有效的轉(zhuǎn)移與利用，且企業(yè)間能夠相互學(xué)習(xí)國外先進(jìn)管理經(jīng)驗規(guī)避風(fēng)險，集聚區(qū)進(jìn)入自我強(qiáng)化期。對外直接投資引致的產(chǎn)業(yè)集群效應(yīng)帶動區(qū)內(nèi)基礎(chǔ)設(shè)施和公共產(chǎn)品供給的增加，吸引非區(qū)域性要素涌入，經(jīng)濟(jì)功能區(qū)內(nèi)區(qū)域性要素對非區(qū)域性要素的需求不斷得到滿足，兩者間的配置效率提升（袁其剛等，2015）［32］；且對外直接投資企業(yè)引致的集聚效應(yīng)能夠在全球范圍內(nèi)搜尋利潤最大化的資源整合配置方式，尋求本國稀缺的自然資源、技術(shù)資源以及戰(zhàn)略資源（Dunning，1988）［33］，將其與母國要素整合，提高當(dāng)?shù)氐馁Y源利用率與資源配置效率。

此外，對外直接投資集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)對地區(qū)資源配置效率的提升作用也會受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。對外直接投資使得集聚區(qū)內(nèi)企業(yè)面臨國際市場與國內(nèi)市場的雙重競爭格局（曹杰和劉娟，2021）［34］，不同產(chǎn)業(yè)部門在資源上處于競爭關(guān)系，當(dāng)集聚區(qū)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理時容易阻礙資源的流動能力，降低資源有效配置；當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度較高時，對外直接投資企業(yè)集聚兼具市場與企業(yè)的雙重優(yōu)勢，可以同時運用價格機(jī)制和權(quán)威機(jī)制轉(zhuǎn)移國內(nèi)的“邊際產(chǎn)業(yè)”，提高資源利用率，激烈的市場競爭環(huán)境加之優(yōu)勝劣汰的生存機(jī)制會淘汰低效率企業(yè)和落后產(chǎn)業(yè)，通過對傳統(tǒng)落后產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)空間得以擴(kuò)大優(yōu)化（張公嵬和梁琦，2010）［35］，同時也能帶動集聚區(qū)域綜合服務(wù)能力提升，從而吸引人才、資金、技術(shù)等有利要素進(jìn)入集聚區(qū)域，為地區(qū)資源配置的進(jìn)一步優(yōu)化組合提供可能，促進(jìn)地區(qū)資源配置效率提高。因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不僅是中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向質(zhì)量效率型發(fā)展方式的主要影響因素，而且調(diào)節(jié)著對外直接投資集聚對資源配置效率的影響作用。鑒于此，本文提出假設(shè)2和假設(shè)3。

H2：對外直接投資集聚有利于地區(qū)資源配置效率的提升；

H3：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化正向調(diào)節(jié)對外直接投資集聚對地區(qū)資源配置的影響效率，即與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度低的地區(qū)相比，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度高的地區(qū)對外直接投資集聚提升地區(qū)資源配置效率的作用較強(qiáng)。

四、模型構(gòu)建、變量界定以及數(shù)據(jù)來源

為深入探究對外直接投資的集聚效應(yīng)對地區(qū)資源配置的影響，本文通過構(gòu)建包含對外直接投資集聚效應(yīng)與地區(qū)資源配置的聯(lián)立方程組進(jìn)行實證研究分析，得出最后結(jié)論，并在此基礎(chǔ)上為中國改善資源配置、開展對外直接投資活動提出相關(guān)建議。

（一）模型構(gòu)建

為了考察對外直接投資引致的集聚效應(yīng)對資源配置的影響，通過對相關(guān)文獻(xiàn)和傳導(dǎo)機(jī)制的梳理，基于2006—2017年我國30個省份（不包括西藏和港澳臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，借鑒龔新蜀等（2017）［21］的方法，分別構(gòu)建對外直接投資的集聚效應(yīng)引致方程與資源配置方程的聯(lián)立方程組，將對外直接投資、集聚、資源配置效率納入方程組中，使用3SLS 法進(jìn)行實證檢驗，以彌補(bǔ)單一方程回歸由于忽略變量間可能會存在的模型誤差以及異方差問題，并且充分考慮三者之間可能存在的內(nèi)生性作用。方程（1）至（3）如下所示，方程（1）中的被解釋變量即方程（2）和（3）中的核心解釋變量。

其中：i代表省份；t代表年份；lnofdi 為省份的對外直接投資流量取對數(shù)；Misc 代表資本錯配程度；Misl代表勞動錯配程度；此外，為了有效控制生產(chǎn)率在地區(qū)層面對其他不可觀測影響因素的周期影響，加入地區(qū)的固定效應(yīng)μi；同理加入年份的固定效應(yīng)?t；隨機(jī)擾動項用εit來表示。

對于方程（1）中媒介變量的選取，考慮隨著中國勞動力成本的逐漸提高，人力資本水平（lnpeoc）低下會抑制對外直接投資的高質(zhì)量發(fā)展以及地區(qū)工業(yè)的擴(kuò)張集聚；同時考慮生產(chǎn)要素以及工業(yè)集聚規(guī)模會受到地區(qū)開放程度（lnfdi）的影響，故加入地區(qū)開放程度的媒介變量；另外，區(qū)域生產(chǎn)聚集度會受到基礎(chǔ)設(shè)施水平（lninfra）的影響（謝呈陽和王明輝，2020）［36］。綜上，選擇人力資本水平、地區(qū)開放程度以及基礎(chǔ)設(shè)施水平作為方程（1）的媒介變量。

對于方程（2）和方程（3）中控制變量的選取，政府（lngov）對市場進(jìn)行過多干預(yù)會扭曲價格機(jī)制的作用從而影響地區(qū)資本配置情況，同時政府的干預(yù)可能通過調(diào)配勞動力流動對地區(qū)的勞動配置產(chǎn)生影響；現(xiàn)有資本勞動等資源的流動離不開金融（lnfin）的發(fā)展，故加入金融發(fā)展水平作為方程（2）和方程（3）的控制變量；市場化程度（lnmarket）的改變會影響要素市場的流動性，進(jìn)而會對地區(qū)的資源與勞動配置產(chǎn)生作用。綜上所述，選擇政府干預(yù)程度、金融發(fā)展水平和市場化程度作為資源配置模型的控制變量。

（二）變量界定及度量

（1）集聚水平（Agg）。本文中的集聚水平采用區(qū)位熵值來表示，參照Haggett（1977）［37］提出的區(qū)位熵法，具體如式（4）所示。其中：i代表某一省份；j代表某一產(chǎn)業(yè)。本文以工業(yè)總產(chǎn)值為基礎(chǔ)計算各地工業(yè)區(qū)位熵，以衡量區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚水平。

（2）對外直接投資（lnofdi）。對外直接投資選用對外直接投資流量表示，數(shù)據(jù)來源于歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》。

（3）資源配置效率。采用資本錯配（Misc）衡量各省份的資本配置效率，勞動錯配（Misl）衡量地區(qū)的勞動配置效率。測度方法參考陳永偉和胡偉民（2011）［38］提出的方法，計算公式如下：

其中：pci是資本價格絕對扭曲系數(shù)；pli為勞動價格絕對扭曲系數(shù)。可用價格相對扭曲系數(shù)來進(jìn)行實際測算，表示資源沒有相對扭曲時的加成情況：

其中：si=piyi Y，表示i地區(qū)產(chǎn)出占全國產(chǎn)出的份額；βc=∑si βci，表示產(chǎn)出加權(quán)的資本貢獻(xiàn)值；同理，βl=∑siβli，表示產(chǎn)出加權(quán)的勞動貢獻(xiàn)值；ci、li代表i地區(qū)資本使用量和勞動使用量；ci/c、li/l分別表示i地區(qū)資本使用占總資本的實際比例和勞動使用占總勞動的實際比例；si βci/βc表示資本有效配置時i地區(qū)應(yīng)使用資本占比；同理，si βli/βl表示勞動有效配置時i地區(qū)應(yīng)使用勞動占比。兩者的比值可以反映i地區(qū)實際使用的資本以及勞動量和理論使用的資本以及勞動量的偏離程度。

本文假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為具有規(guī)模報酬不變的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，采用索洛余值法來測算各地區(qū)資本和勞動的要素產(chǎn)出彈性βc和βl，進(jìn)而計算資本錯配指數(shù)以及勞動力錯配指數(shù)misc 和misl。具體參考趙志耘等（2006）［39］的做法，公式如下：

其中：產(chǎn)出變量（Yit）用各省份的GDP 表示，以2006年為基期進(jìn)行平減；勞動力投入量（lit）用各省份的年平均就業(yè)人數(shù)表示；資本投入量（cit）用各省份的固定資本存量表示。使用永續(xù)盤存法來計算，公式如下：

其中：ct表示t期的固定資本存量；ct-1表示上一期的固定資本存量；It為t期的名義固定資本形成總額；pt為t期固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)；δt表示折舊率，參考張軍和王祺（2004）［40］的研究取9.6%。

在此基礎(chǔ)上，本文參考白俊紅和劉宇英（2018）［1］的研究，采用變系數(shù)模型進(jìn)行測算，這是因為各省份的經(jīng)濟(jì)和技術(shù)水平等存在差異，各省份的資本和勞動產(chǎn)出彈性可能不同，利用2006—2017年各省份的面板數(shù)據(jù)對模型（7）進(jìn)行回歸，估計出各個省份的要素產(chǎn)出彈性后，根據(jù)式（5）和式（6）計算各省份的資本錯配指數(shù)以及勞動力錯配指數(shù)misci和misli，且參照季書涵等（2016）［12］的做法，對資本錯配指數(shù)和勞動力錯配指數(shù)取絕對值。數(shù)值越大，表示資源錯配情況越嚴(yán)重，資源配置效率越低。

（4）媒介變量。根據(jù)前文分析，選取的媒介變量包括人力資本、對外開放水平和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。其中，人力資本（peoc）采用地區(qū)各年累計的就業(yè)人員中屬于中等學(xué)校及其以上畢業(yè)生人數(shù)衡量，具體包括高中畢業(yè)生、職業(yè)中學(xué)畢業(yè)生、普通高等學(xué)校畢業(yè)生、研究生畢業(yè)生、留學(xué)回國人員；對外開放水平利用各地區(qū)對應(yīng)年份實際利用外資額（fdi）進(jìn)行衡量；基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（infra）采用各地區(qū)對應(yīng)年份道路面積來衡量。

（5）調(diào)節(jié)變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化（Ins）參考張紅鳳和黃璐（2022）［41］的研究，采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)泰爾指數(shù)表示，具體計算方式如式（9）。其中：giqt表示i地區(qū)第t年q產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 的比值；q表示第一、二、三產(chǎn)業(yè)；liqt表示當(dāng)?shù)貜臉I(yè)人員占從業(yè)總?cè)藛T的比重。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化反映了產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)調(diào)度，考慮了產(chǎn)業(yè)的相對重要性，將產(chǎn)業(yè)增加值和從業(yè)人員綜合考慮在內(nèi)，并避免絕對值的計算。數(shù)值為0則產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)達(dá)到最優(yōu)狀態(tài)，數(shù)值越大則產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越不合理。為方便后續(xù)分析，本文對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)泰爾指數(shù)進(jìn)行取倒數(shù)處理，即數(shù)值越大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度越高。

（6）其他變量。根據(jù)以往研究，本文選用的具體控制變量包括政府支出、金融發(fā)展水平和市場化程度。政府支出（gov）采用各地區(qū)相應(yīng)年份財政預(yù)算支出額進(jìn)行衡量；金融發(fā)展水平（fin）使用各地區(qū)對應(yīng)年份金融機(jī)構(gòu)各項貸款余額進(jìn)行衡量；市場化程度（lnmarket）參考樊綱等（2011）［42］提出的方法對各地區(qū)對應(yīng)年份進(jìn)行測度。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文選取了2006—2017年30個省份的面板數(shù)據(jù)，基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及各省份統(tǒng)計年鑒，缺失數(shù)據(jù)采用插值法進(jìn)行填充。一方面，由于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》官網(wǎng)沒有公布2018 年、2019 年的數(shù)據(jù)，受限于數(shù)據(jù)可得性，在利用工業(yè)區(qū)位熵計算區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚水平時只能截至2017年；另一方面，考慮2006年以來中國對外直接投資流量規(guī)模不斷擴(kuò)大，這段時期更能反映中國海外投資隨著中國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展和相關(guān)政策有力支持的發(fā)展變化。因此，選擇這一時期能夠較好地反映中國進(jìn)行對外直接投資的歷程。

各變量描述性統(tǒng)計見表1所列。

表1 變量描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)檢驗及機(jī)制檢驗

1.基準(zhǔn)檢驗

基于2006—2017 年我國30 個省份的面板數(shù)據(jù)，本文采用3SLS 方法對實證模型進(jìn)行了初始檢驗，初始檢驗結(jié)果見表2第（1）列至第（3）列。

表2 初始檢驗

在OFDI集聚決定方程中，就引致變量lnofdi而言，對外直接投資對集聚效應(yīng)的影響系數(shù)為0.079，在5%的水平上顯著為正，表明對外直接投資對集聚效應(yīng)產(chǎn)生了顯著的正向推動作用，驗證了上文所提出的H1。就媒介變量而言，lnpeoc 的系數(shù)顯著為負(fù)，表明中國人力資本的提高并不利于對外直接投資的產(chǎn)業(yè)集聚，這與以往文獻(xiàn)的研究結(jié)論有所偏差，可能是由于樣本時間選取的不同以及測算方法的差異導(dǎo)致的；lnfdi 的系數(shù)顯著為正，表明中國對外開放水平的提高會促進(jìn)產(chǎn)業(yè)對外直接投資的集聚效應(yīng)，這可能是由于對外開放程度的提高使得更多資金流入，從而為工業(yè)集聚式發(fā)展和對外直接投資提供資金支持，緩解了企業(yè)進(jìn)行對外直接投資的融資壓力，推動集聚的形成發(fā)展；lninfra 的系數(shù)顯著為正，表明地區(qū)對外直接投資產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平正向相關(guān)，這可能是因為基礎(chǔ)設(shè)施和公共產(chǎn)品供給的增加，會吸引非區(qū)域性要素涌入，經(jīng)濟(jì)功能區(qū)內(nèi)區(qū)域性要素對非區(qū)域性要素的需求不斷得到滿足，同時基礎(chǔ)設(shè)施水平的提高能夠降低經(jīng)濟(jì)功能區(qū)內(nèi)企業(yè)的成本，提升企業(yè)的生產(chǎn)效率和生產(chǎn)利潤，擴(kuò)大生產(chǎn)的可能性邊界，吸引對外直接投資企業(yè)涌入，產(chǎn)生集聚效應(yīng)。

在資本錯配決定方程和勞動錯配決定方程中，Agg的系數(shù)顯著為負(fù)，表明對外直接投資能夠通過集聚效應(yīng)減緩地區(qū)的資本錯配程度和勞動錯配程度，H2 得以驗證。政府干預(yù)（lngov）會加劇地區(qū)資本錯配程度，這可能是由于政府對市場進(jìn)行過多干預(yù)會扭曲價格機(jī)制的作用，市場機(jī)制不能發(fā)揮調(diào)節(jié)作用從而加劇資本錯配情況，而對勞動錯配起到明顯的緩解作用，這可能是由于勞動力在一個地區(qū)大量集聚可能會產(chǎn)生摩擦性甚至結(jié)構(gòu)性失業(yè)，政府對勞動力流動加以調(diào)控能夠有效減緩甚至避免這種失業(yè)現(xiàn)象，進(jìn)而調(diào)解地區(qū)的勞動錯配情況；市場化程度（lnmarket）對資本錯配指數(shù)Misc 以及勞動錯配指數(shù)Misl的影響均顯著為正，表明隨著市場化程度的提高，資本錯配程度和勞動錯配程度會提高，這可能是由于市場化程度的提高會提高要素市場的流動性，從而提高集聚區(qū)內(nèi)的競爭，可能會導(dǎo)致集聚擁擠效應(yīng)，大量廠商競爭有限資源會加劇地區(qū)的資源錯配現(xiàn)象，不利于地區(qū)資源配置效率的提升。

2.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

為驗證本文H3，探討產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度在對外直接投資集聚效應(yīng)與地區(qū)資源配置效率之間的調(diào)節(jié)作用，本文在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上，引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量與對外直接投資集聚變量的交互項，具體設(shè)定模型如式（10）和式（11）所示，以檢驗對外直接投資的集聚效應(yīng)會通過哪些途徑作用于地區(qū)的資源配置，檢驗結(jié)果見表2的第（4）列和第（5）列。

從表2 的第（4）列和第（5）列可以看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與對外直接投資集聚的交互項系數(shù)顯著為負(fù)，分別是-0.805、-0.269，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對對外直接投資集聚提高資源配置效率具有調(diào)節(jié)作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度的提高會加強(qiáng)對外直接投資集聚對地區(qū)資源配置效率的邊際貢獻(xiàn)，對外直接投資集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在提升地區(qū)資源配置效率時為互補(bǔ)關(guān)系，地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度的提高會促進(jìn)對外直接投資集聚對周邊地區(qū)的溢出效應(yīng)。

（二）內(nèi)生性檢驗

基于前文對外直接投資集聚對地區(qū)資源配置效率的回歸檢驗，可以發(fā)現(xiàn)對外直接投資顯著提高了地區(qū)集聚水平，進(jìn)而推動了地區(qū)資源配置效率的提升。然而，考慮對外直接投資與產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)集聚與資源配置之間可能存在互為因果的關(guān)系，從而引發(fā)內(nèi)生性問題。一方面，對外直接投資可能通過逆向技術(shù)溢出、成本降低等吸引產(chǎn)業(yè)集聚提升地區(qū)資源配置效率；另一方面，地區(qū)資源配置情況可能會影響地方對外直接投資的決策過程，即對外直接投資產(chǎn)業(yè)集聚水平也可能受資源配置影響。為了避免模型中對外直接投資、集聚與地區(qū)資源配置逆向因果的內(nèi)生性影響，本文采用了兩種方式進(jìn)行檢驗，具體結(jié)果見表3所列。

表3 內(nèi)生性檢驗

1.工具變量分析

本文通過選擇合適的工具變量對方程（1）可能存在的內(nèi)生性問題進(jìn)行處理，結(jié)合工具變量的相關(guān)性與外生性要求，認(rèn)為地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易差額能夠作為對外直接投資的工具變量。一方面，貿(mào)易順差能夠為對外直接投資提供資金，推動地方對外直接投資規(guī)模擴(kuò)張；另一方面，貿(mào)易差額不會對地區(qū)集聚產(chǎn)生直接影響，因此基本滿足工具變量的選擇要求。表3 第（1）列為工具變量第一階段回歸結(jié)果，第（2）列為工具變量第二階段回歸結(jié)果。第一階段檢驗結(jié)果顯示，F(xiàn)值遠(yuǎn)大于10，且兩階段估計結(jié)果顯示工具變量與核心解釋變量的回歸系數(shù)均顯著為正，即對外直接投資有助于產(chǎn)業(yè)集聚的形成，表明方程（1）的設(shè)定是可靠的。

2.動態(tài)模型檢驗

本文借鑒白俊紅和劉宇英（2018）［1］的做法，加入被解釋變量滯后項以降低集聚與地區(qū)資源配置之間潛在的互為因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，采用廣義矩估計進(jìn)行檢驗。從表3 的檢驗結(jié)果可以看出，AR（2）與Sargan 檢驗值的P值大于0.05，表明GMM 模型是有效的，檢驗結(jié)果顯示解釋變量的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，即對外直接投資集聚效應(yīng)能夠顯著改善地區(qū)的資本錯配以及勞動錯配情況，表明本文方程（2）和方程（3）的檢驗結(jié)論是穩(wěn)健的。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了驗證實證檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用3種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，具體結(jié)果見表4 和表5所列。

表4 穩(wěn)健性檢驗（一）

表5 穩(wěn)健性檢驗（二）

1.替換核心解釋變量

在基準(zhǔn)回歸中，本文使用地區(qū)對外直接投資流量對數(shù)形式測度對外直接投資規(guī)模，在此使用對外直接存量（lnofdis）衡量地區(qū)對外直接投資規(guī)模，以檢驗實證結(jié)果是否穩(wěn)健，具體結(jié)果見表4 第（1）列至第（3）列?？梢钥闯?，在更換了對外直接投資的測度方式后，對外直接投資集聚對資本配置效率和勞動配置效率的提升作用在1%的水平上依然顯著，驗證了本文實證結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.更換集聚水平測度方法

在基準(zhǔn)回歸中，本文的集聚結(jié)果變量采用工業(yè)區(qū)位熵測度，在此使用空間基尼系數(shù)就地區(qū)的集聚水平進(jìn)行測算。從表4 第（4）列至第（6）列回歸結(jié)果可以看出，對外直接投資集聚依舊顯著提升了地區(qū)資源配置效率，表明了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.使用不同模型回歸

為進(jìn)一步驗證本文H2 的穩(wěn)健性，考察集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)在對外直接投資影響地區(qū)資源配置效率中是否起到中介作用，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）［43］的做法，通過逐步回歸方法，利用中介效應(yīng)模型重新進(jìn)行實證檢驗其作用機(jī)制。其中，Mis代表資本錯配和勞動錯配，其余變量含義與前文相同。具體模型如下：

從表5的檢驗結(jié)果可以看出，主要變量系數(shù)的符號和顯著性與前文保持一致，表明本文的回歸結(jié)果基本穩(wěn)健。

（四）異質(zhì)性檢驗

為了進(jìn)一步分析對外直接投資集聚效應(yīng)對資源配置的影響是否會因地區(qū)地理位置、產(chǎn)能過剩高低以及生產(chǎn)率的差異而存在異質(zhì)性影響，本文按產(chǎn)能狀況、地理區(qū)位、生產(chǎn)率高低進(jìn)行分組，并對此進(jìn)行回歸分析。

1.產(chǎn)能異質(zhì)性

中國工業(yè)部門的產(chǎn)能過剩問題一直是宏觀調(diào)控的重點，得到社會各界的廣泛關(guān)注，地方政府對企業(yè)投資行為的干預(yù)可能會影響資源配置?；诖耍疚膮⒄粘炭〗埽?015）［44］產(chǎn)能利用率計算方法，將2006—2017 年30 個省市劃分為工業(yè)產(chǎn)能過剩較高地區(qū)和工業(yè)產(chǎn)能過剩較低地區(qū)，以此考察估計結(jié)果是否會因產(chǎn)能過剩水平的差異而改變。其中，將北京市、福建省、廣東省、貴州省、海南省、河北省、江蘇省、遼寧省、山東省、山西省、云南省、浙江省和重慶市歸屬為工業(yè)產(chǎn)能過剩較高地區(qū)；安徽省、甘肅省、廣西壯族自治區(qū)、河南省、黑龍江省、湖北省、湖南省、吉林省、江西省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、青海省、陜西省、上海市、四川省、天津市和新疆維吾爾自治區(qū)歸屬為工業(yè)產(chǎn)能過剩較低地區(qū)。

從表6 第（1）列和第（2）列的回歸結(jié)果可以看出，對外直接投資的集聚效應(yīng)對工業(yè)產(chǎn)能過剩較高地區(qū)資本錯配的回歸系數(shù)為-0.428，較勞動配置效率提升作用顯著，這可能是由于工業(yè)產(chǎn)能過高地區(qū)對外直接投資集聚效應(yīng)使得資本得以在國與國間流動，資本利用充分，從而改善當(dāng)?shù)氐馁Y本錯配程度；表6 第（3）列和第（4）列的回歸結(jié)果顯示，對外直接投資的集聚效應(yīng)會顯著提升工業(yè)產(chǎn)能過剩較低地區(qū)的資本和勞動配置效率，這可能是由于對外直接投資集聚提高工業(yè)產(chǎn)能過剩較低地區(qū)市場的競爭，轉(zhuǎn)移“邊際產(chǎn)業(yè)”，釋放沉淀要素資源，從而改善資源錯配，提高資源配置效率。

表6 分產(chǎn)能回歸

2.地區(qū)異質(zhì)性

2013 年秋，中國國家主席習(xí)近平西行哈薩克斯坦、南下印度尼西亞，先后提出建設(shè)“絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”和“21 世紀(jì)海上絲綢之路”重大倡議?；诖耍疚膶⒖倶颖痉譃椤耙粠б宦贰毖鼐€地區(qū)與非“一帶一路”沿線地區(qū)兩個樣本進(jìn)行分組檢驗，以考察對外直接投資集聚效應(yīng)對資源配置的影響是否存在地區(qū)間的差異。其中，“一帶一路”沿線地區(qū)包括新疆維吾爾自治區(qū)、陜西省、甘肅省、寧夏回族自治區(qū)、青海省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、黑龍江省、吉林省、遼寧省、廣西壯族自治區(qū)、云南省、上海市、福建省、廣東省、浙江省、海南省和重慶市；非“一帶一路”沿線地區(qū)包括北京市、河北省、江蘇省、山東省、天津市、安徽省、河南省、湖北省、湖南省、江西省、山西省、貴州省和四川省。

從表7 第（1）列和第（2）列的回歸結(jié)果可以看出，“一帶一路”沿線省份能夠通過對外直接投資的集聚效應(yīng)提升地區(qū)的資源配置效率，對資本配置和勞動配置的回歸系數(shù)分別為-0.771、-0.949，通過了1%的顯著性檢驗；從表7 第（3）列和第（4）列的回歸結(jié)果可以看出，對外直接投資的集聚效應(yīng)對非“一帶一路”沿線省份的資本錯配以及勞動錯配的改善效果并沒有沿線地區(qū)顯著，這可能是由于“一帶一路”沿線省份在國家政策的推動下，對外直接投資的積極性以及力度較非“一帶一路”沿線省份高，故而更易形成集聚效應(yīng)，對地區(qū)資源配置產(chǎn)生正向影響。

表7 分地區(qū)回歸

3.生產(chǎn)率異質(zhì)性

為了探究對外直接投資引致的集聚效應(yīng)對資源配置的影響是否會因為生產(chǎn)率的不同而不同，本文以DEA 測算的全要素生產(chǎn)率中位數(shù)為界，將全樣本劃分為生產(chǎn)率較高樣本和生產(chǎn)率較低樣本。全要素生產(chǎn)率大于全樣本要素生產(chǎn)率中位數(shù)，將其定義為生產(chǎn)率較高樣本；全要素生產(chǎn)率小于全樣本要素生產(chǎn)率中位數(shù)，將其定義為生產(chǎn)率較低樣本?；貧w結(jié)果見表8 所列，可以看出，生產(chǎn)率較低地區(qū)的資本和勞動配置改善作用為-0.328、-0.288，小于生產(chǎn)率較高地區(qū)的提升作用（-0.610、-0.663），說明對外直接投資的集聚效應(yīng)對資源配置的邊際效應(yīng)隨著生產(chǎn)率的提升而提升。這可能是因為生產(chǎn)率越高的地區(qū)，其資金實力越雄厚，越有能力進(jìn)行對外直接投資，能提供更加充足的研發(fā)基金以及設(shè)施，更易產(chǎn)生集聚效應(yīng)，對外直接投資集聚效應(yīng)降低了對外直接投資的風(fēng)險，帶動集聚區(qū)企業(yè)通過對外直接投資協(xié)調(diào)利用國際資源、吸收國際先進(jìn)技術(shù)，推動地區(qū)內(nèi)企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展，進(jìn)而提升了地區(qū)的資源配置效率。

表8 分生產(chǎn)率回歸

（五）進(jìn)一步分析

上文研究表明，對外直接投資的集聚效應(yīng)因地區(qū)位置以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同呈現(xiàn)出異質(zhì)性特征，對資本錯配和勞動錯配產(chǎn)生差異化影響。鑒于此，本文認(rèn)為對外直接投資的集聚效應(yīng)可能存在門檻，對外直接投資的集聚效應(yīng)跨越門檻后才能對地區(qū)資源配置產(chǎn)生影響。為了檢驗對外直接投資集聚在異質(zhì)性條件下對地區(qū)資源配置效率的影響，本文設(shè)置如下靜態(tài)面板門檻回歸模型：

其中：Misc、Misl為被解釋變量；Z為控制變量，具體包括政府支出、金融發(fā)展水平和市場化程度；Agg、lnofdi 與前文表示一致，Agg 為門檻變量；I（·）為示性函數(shù)，當(dāng)括號內(nèi)條件得到滿足時取值為1，否則為0；ω、τ代表門檻值；μi代表地區(qū)效應(yīng)；νt代表時間效應(yīng)；ξit代表隨機(jī)擾動項。

值得注意的是，門檻檢驗首先要確定的是門檻個數(shù)，進(jìn)而選出回歸模型。為此，本文選擇Bootstrap進(jìn)行模擬檢驗以便確定模型的門檻個數(shù)，設(shè)定模擬次數(shù)為300次，具體結(jié)果見表9所列。

表9 門檻效應(yīng)的自抽樣檢驗結(jié)果

由表9可知，對外直接投資集聚效應(yīng)對資本以及勞動扭曲的改善均通過了單一門檻檢驗，但未通過雙重門檻檢驗。確定各變量使用單一門檻進(jìn)行回歸后，本文利用Stata15對模型進(jìn)行回歸，各門檻條件下相應(yīng)的估計值和置信區(qū)間見表10所列。

表10 門檻變量估計值及區(qū)間

基于上文對門檻模型的檢驗，本文采用單一門檻進(jìn)行回歸后的結(jié)果見表11 所列?？梢钥闯?，對外直接投資的集聚效應(yīng)是存在門檻的，對資本配置效率的改善在跨過第一門檻后得到顯著改善；同樣，對勞動配置效率的改善在越過門檻后也起到了顯著提升的作用。究其原因，可能是由于對外直接投資的集聚達(dá)到一定門檻后產(chǎn)生集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，且中國的空間集聚尚未達(dá)到最優(yōu)水平，仍存在良好的發(fā)展前景。對外直接投資集聚可以通過中間投入品共享、勞動力蓄水池和知識溢出降低生產(chǎn)成本，形成外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)，也可以通過降低生產(chǎn)運輸成本、共享人才技術(shù)信息等渠道提高資源配置效率。

表11 門檻模型回歸結(jié)果

六、結(jié)論及啟示

本文構(gòu)建了對外直接投資集聚效應(yīng)的決定方程作為對外直接投資的集聚結(jié)果變量，然后構(gòu)建其同地區(qū)資源配置效率的聯(lián)立方程組，以2006—2017 年我國30 個省份的面板數(shù)據(jù)為樣本，采用三階段最小二乘法就對外直接投資引致的集聚效應(yīng)如何影響地區(qū)資源配置進(jìn)行了實證檢驗。首先，實證結(jié)果表明，對外直接投資通過集聚效應(yīng)能夠提升地區(qū)勞動配置和資本配置效率，在采用工具變量回歸、將對外直接投資滯后1 期的變量納入模型、用對外直接投資存量替換流量、更改集聚水平的測算方法以及運用中介效應(yīng)模型進(jìn)行回歸后結(jié)果依然穩(wěn)??；其次，本文在資源配置決定方程中加入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與對外直接投資集聚的交互項，探討產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度在對外直接投資集聚影響資源配置效率中的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果表明對外直接投資集聚效應(yīng)提升地區(qū)資源配置效率受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，這可能是由于產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)能影響對外直接投資集聚提升地區(qū)資源配置效率，當(dāng)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)合理化程度較高時，對外直接投資集聚對地區(qū)資源配置效率的邊際貢獻(xiàn)得到加強(qiáng)，而產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)不合理會削弱對外直接投資集聚效應(yīng)提升地區(qū)資源配置的效率。

為了進(jìn)一步分析對外直接投資集聚效應(yīng)對資源配置影響的地區(qū)差異以及是否存在門檻效應(yīng)，本文從產(chǎn)能過剩、“一帶一路”沿線地區(qū)以及生產(chǎn)率三個方面進(jìn)行了異質(zhì)性分析，結(jié)果表明，對外直接投資的集聚效應(yīng)會顯著緩解工業(yè)產(chǎn)能過剩較低地區(qū)的勞動錯配和資本錯配，顯著緩解工業(yè)產(chǎn)能過剩較高地區(qū)的資本錯配，這可能是由于資本更易在國與國間流動，對資源配置的影響更為直接；對“一帶一路”沿線省份的資本與勞動錯配的調(diào)節(jié)作用比非“一帶一路”沿線省份顯著，這可能是由于非“一帶一路”沿線省份的對外直接投資與“一帶一路”沿線省份相比強(qiáng)度以及力度較弱，故而引致的集聚效應(yīng)對地區(qū)資源配置產(chǎn)生的影響沒有沿線省份顯著；對外直接投資的集聚效應(yīng)對資源錯配的邊際效應(yīng)隨著生產(chǎn)率的提升而提升，這可能是因為生產(chǎn)率越高的地區(qū)，其資金實力越雄厚，越有能力進(jìn)行對外直接投資，能提供更加充足的研發(fā)基金以及設(shè)施，更易產(chǎn)生集聚效應(yīng)改善地區(qū)的資源錯配情況。門檻檢驗結(jié)果表明，對外直接投資引致的集聚效應(yīng)對地區(qū)資源配置的影響是存在門檻的，對資本配置效率以及勞動配置效率的改善在跨過門檻后得到顯著的改善，這可能是由于對外直接投資形成集聚需要時間，集聚效應(yīng)形成后可以通過成本降低、技術(shù)溢出等渠道實現(xiàn)地區(qū)資源配置效率的改善。

基于上述研究結(jié)論，本文得到如下啟示：①對外直接投資集聚是改善地區(qū)資源錯配的關(guān)鍵影響因素之一。由于對外直接投資是學(xué)習(xí)國外先進(jìn)技術(shù)的重要渠道，因此要充分發(fā)揮國內(nèi)企業(yè)對外直接投資的集聚效應(yīng)，推動地區(qū)技術(shù)水平以及要素配置效率的提高，加強(qiáng)集聚區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低對外直接投資成本，鼓勵多樣化企業(yè)集聚進(jìn)行對外直接投資，以提升地區(qū)資源配置效率。②鑒于對外直接投資對資源配置效率具有異質(zhì)性影響，宜實行差異化戰(zhàn)略。在充分調(diào)動產(chǎn)能過剩較高地區(qū)、“一帶一路”沿線地區(qū)以及生產(chǎn)率較低地區(qū)的對外直接投資集聚效應(yīng)的同時，要兼顧其他地區(qū)對外直接投資的集聚情況，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)，帶動行業(yè)整體發(fā)展。③為對外直接投資集聚打造便捷的制度環(huán)境。優(yōu)化集聚區(qū)企業(yè)對外直接投資審批流程，完善對外直接投資保障制度。為了鼓勵對外直接投資進(jìn)行集聚，助力經(jīng)濟(jì)全球化的形成，要堅定不移地堅持和實施“走出去”發(fā)展戰(zhàn)略，全面提高對外開放的公共服務(wù)水平，探索適合對外直接投資的法治化體制，努力推動中國建設(shè)互利共贏、安全高效的對外開放市場經(jīng)濟(jì)公共服務(wù)體系。④優(yōu)化對外直接投資集聚區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。一方面，要大力支持對外直接投資集聚多樣化發(fā)展，推動工業(yè)行業(yè)多樣化發(fā)展，加強(qiáng)數(shù)據(jù)、信息技術(shù)等生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置，確保服務(wù)業(yè)以及配套產(chǎn)業(yè)銜接合理化；另一方面，加強(qiáng)高素質(zhì)人才與集聚區(qū)對外直接投資的匹配供應(yīng)，建立行之有效的吸引人才、留住人才的激勵機(jī)制，充分發(fā)揮人力資本積極作用以提高對外直接投資集聚的質(zhì)量，形成持續(xù)高效的生產(chǎn)率效應(yīng)，助推中國資源優(yōu)化配置和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。