黎紹凱 全詩凡 張廣來

摘 要：采用2000～2009年的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)構建動態(tài)計量模型，通過兩步系統(tǒng)GMM方法檢驗企業(yè)對外投資行為對要素市場扭曲的影響效應，研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)對外投資行為有效降低了我國要素市場扭曲程度，提升了市場要素資源的利用效率。市場要素分解檢驗、IV-2SLS估計及樣本期分段檢驗的結果依然穩(wěn)健。進一步通過中介效應模型檢驗對外投資行為對要素市場扭曲的作用機制，發(fā)現(xiàn)企業(yè)對外投資行為主要通過加速“去過剩產能”和邊際產業(yè)轉移、提升國內企業(yè)生產率三條途徑來化解我國要素市場扭曲困境。企業(yè)大規(guī)模“走出去”可以有效化解過剩產能和“反哺”國內市場，這是當前我國新一輪改革開放尋求新經濟增長點的動因所在。

關鍵詞：對外直接投資;要素市場扭曲;系統(tǒng)GMM;資源配置

文章編號：2095-5960（2020）01-0047-12;中圖分類號：F124;文獻標識碼：A

一、問題的提出

改革開放以來，我國經濟取得跨越式發(fā)展并創(chuàng)造了“中國式發(fā)展奇跡”，經濟總量已躍居全球第二，但是受市場資源、環(huán)境及粗放型增長模式的多重約束，近年我國經濟下行壓力增加，而要素資源結構性扭曲便是主要癥結所在。[1]因此，如何有效化解要素市場扭曲困境成為當前中國經濟轉型期，實現(xiàn)我國經濟高質量可持續(xù)發(fā)展的重要議題。

2015年中央經濟工作會議提出的供給側結構性改革，本質目的就在于矯正要素資源配置扭曲，通過價格信號的競爭機制進行市場資源配置。黨的十九大也進一步明確指出，“經濟體制改革必須以完善產權制度和要素市場化配置為重點”，市場制度的完善能夠一定程度加快市場要素資源的合理化配置，即破除“體制扭曲論”[2]。要素市場扭曲的本質在于企業(yè)、部門間要素資源在非市場機制下的錯配程度。封閉條件下，化解要素市場扭曲主要通過制度改革加快國內勞動力、資本的合理化配置。[3]開放條件下，國內企業(yè)可以通過對外直接投資等渠道實現(xiàn)資本、勞動力的全球流動及優(yōu)化配置。而在新一輪改革開放我國企業(yè)大規(guī)?！白叱鋈ァ钡臅r代背景下，企業(yè)國際競爭融入度及全球價值鏈分工參與度不斷提升，截至2016年，我國已有近2.44萬家企業(yè)開展對外投資活動，并在全球190個國家（地區(qū)）設立分支機構或投資建廠。日益劇增的企業(yè)對外投資行為無疑為扭轉我國要素市場分布結構的不利局面創(chuàng)造了重要機遇，這也成為政府和學術界熱切關注的焦點。

早有學者利用生產前沿分析法[4][5]、生產函數(shù)法[6]和市場化指數(shù)法[7]開創(chuàng)性地定義了要素市場扭曲不同維度的測度方法，為后續(xù)研究提供了可靠的方法指導和理論借鑒。Brandt et al.[8]發(fā)現(xiàn)中國非農業(yè)部門存在嚴重的資本、勞動力要素扭曲問題，并且國有與非國有企業(yè)之間的信貸歧視會加劇這種要素錯配程度。無獨有偶，簡澤等[9]也發(fā)現(xiàn)制造業(yè)部門存在嚴重的資本扭曲現(xiàn)象，即資本并未按企業(yè)生產率進行優(yōu)化配置，而資本扭曲及資源配置效率需要通過推動金融部門市場化改革加以改善。而針對如何化解我國要素市場扭曲這一問題，國內途徑主要以完善市場化制度和避免政府不當干預為主，資本、勞動力在價格信號的市場機制下進行自由流動及優(yōu)化配置，最終化解要素市場扭曲困境。余東華、呂逸楠[2]則認為政府不當干預加劇了戰(zhàn)略新興產業(yè)的產能過剩問題，從而引起要素資源的配置效率相對較低。戴魁早[10]利用中國省級面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)地方官員的財政激勵、晉升激勵和尋租激勵對地區(qū)要素市場配置產生了嚴重的扭曲效應。謝攀、林致遠[11]利用深滬A股上市公司數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)地方保護下的種種壁壘阻礙了資本從制造業(yè)向服務業(yè)的流動，造成產業(yè)間資本配置的扭曲。國際途徑主要以出口和投資兩大“強心劑”來實現(xiàn)資本、勞動力的全球化自由流通，從而有效化解國內產能過剩和降低要素市場扭曲。白俊紅、劉宇英[12]通過對省級面板數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)對外直接投資顯著地改善了中國整體資本和勞動力的資源錯配，并且要素資源錯配程度存在明顯的地區(qū)性差異。經濟轉型期造成要素資源結構性扭曲及部門間資源錯配的部分原因在于國內產能嚴重過剩，而張先鋒等[13]發(fā)現(xiàn)企業(yè)對外直接投資行為尚未成為有效化解過剩產能的主要路徑，因此，企業(yè)對外投資行為能否有效化解要素市場扭曲還不得而知。另外，國內要素市場配置的嚴重扭曲使得企業(yè)將目光轉向國外，可能反向加速企業(yè)對外投資行為，王文珍、李平[14]發(fā)現(xiàn)要素市場扭曲顯著促進我國企業(yè)對外直接投資，而且對企業(yè)對外投資行為的區(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)異質性特征的影響;二是盡管對微觀企業(yè)出口、投資行為對要素結構扭曲、資源錯配已有相關研究成果，但尚缺乏對內在影響機理的探討，而且企業(yè)出口、投資行為與要素市場扭曲可能存在互為因果的關系，內生性問題需要慎重考慮。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估計方法探討企業(yè)對外投資行為對要素市場扭曲的影響，較好地解決了個體異質性和內生性問題，同時采用中介效應模型對其影響機制加以檢驗，使其結論更加可靠。

二、理論分析與機制假說

企業(yè)對外直接投資（OFDI）是實現(xiàn)跨國資源重新配置、積極參與全球化競爭的重要途徑。一方面，對外投資行為加快本土企業(yè)參與國際分工和要素資源的跨國流動，形成先進技術及管理經驗的跨國交流機制，國內企業(yè)通過“取長補短”來推動技術改革和提升企業(yè)生產能力;另一方面，企業(yè)對外直接投資亦能充分發(fā)揮投資國的資本集聚優(yōu)勢、東道國在資源、技術等特定比較優(yōu)勢而實現(xiàn)規(guī)模報酬遞增。[15]盡管OFDI在全球范圍內的不斷延伸與擴大，可能進一步稀釋對外匯儲備及削弱本國總產出，但國內嚴重的產能過剩問題導致優(yōu)質要素資源并不完全按照市場機制配置到高生產效率的企業(yè)[16]，這種企業(yè)間的要素資源錯配嚴重降低了國內要素利用效率和總產出水平。

一般而言，要素市場扭曲主要涉及地區(qū)間要素資源錯配、部門間要素配置扭曲及要素價格扭曲。封閉條件下，要素資源只能在國內進行跨地區(qū)流動，受地區(qū)誘導性政策、交通便利性及市場化制度的制約影響，勞動力、資本等要素資源跨地區(qū)流動受阻，難以實現(xiàn)地區(qū)間要素資源的優(yōu)化配置。開放條件下，隨著市場制度的國際接軌進程持續(xù)推進，資本、勞動力跨國自由流通顯著提升，這為生產要素在全球范圍內的優(yōu)化配置和消化國內過剩產能提供了有效渠道。部門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出效率合理分配造成，尤其在市場制度尚不完善和政府過當干預環(huán)境下，高級生產要素并沒有配置到生產效率較高的企業(yè)，譬如，國有企業(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)對外投資行為使得要素資源根據(jù)國際市場制度進行配置，有效改善我國要素資源錯配程度。[12]另外，錯誤的價格信號導致企業(yè)在進行產業(yè)和技術偏好中存在選擇偏差，進一步引發(fā)國內要素價格市場化改革進程長期滯后于產品市場[7]，企業(yè)參與的跨國投資能夠倒逼國內市場制度改革，加快推進要素資源按照正確的價格信號進行市場化配置，從而達到改善國內要素市場扭曲的困擾。鑒于此，本文提出如下假說：

假說1：企業(yè)對外直接投資行為能夠有效改善國內要素市場扭曲，提升要素資源配置效率。

由于當前市場機制不完善和各種摩擦的存在，要素資源跨地區(qū)、跨部門自由流動受阻，以致生產要素難以按照企業(yè)生產效率進行合理配置，從而產生嚴重的要素市場扭曲。以上理論分析指出企業(yè)對外投資行為可以有效化解這一不利局面，本文認為，企業(yè)對外投資行為主要通過“去產能”效應、產業(yè)轉移效應和本土反哺效應來化解國內要素市場扭曲困境。

1.“去產能”效應

企業(yè)對外直接投資使得國內企業(yè)與國際市場全面接軌，實現(xiàn)資本、勞動力在全球范圍內的優(yōu)化配置，直接解決我國目前嚴重的產能過?；蛞刭Y源產出效率低下等諸多問題。[17][13]第一，國內企業(yè)進行跨國并購投資或在海外設立分支機構，為國內資本和勞動力的全球化流動創(chuàng)造了有利條件。同時跨國投資可以充分利用東道國廉價勞動力和我國充足投資資本的比較優(yōu)勢，有效降低國內企業(yè)生產成本，并加快推動國內企業(yè)主動淘汰過剩產能。第二，企業(yè)對外直接投資的“出口效應”①?①“出口效應”指企業(yè)對外直接投資能夠有效提升企業(yè)出口貿易。 可以進一步消除國際貿易壁壘、拓展國際貿易銷售渠道[15]，企業(yè)對外直接投資和出口的雙向作用來提升企業(yè)的產能利用效率。企業(yè)對外直接投資直接接觸國際市場中的前沿生產技術，通過“學習效應”來提升母公司的產出效率。第三，對外直接投資是將國內部分生產要素轉向海外，一定程度上對國內資源形成投資替代效應。一方面，可以緩解國內某些行業(yè)或部門的“過度投資”問題，實現(xiàn)過剩產能向高生產效率和市場需求更廣的海外轉移，另一方面，亦能提升國內企業(yè)對生產要素和稀缺資源的充分利用能力，從而緩解國內要素資源錯配和要素市場扭曲困境。

2.“產業(yè)轉移”效應

企業(yè)對外直接投資通過開拓國際市場，將生產要素回報率相對較低的勞動密集型產業(yè)向海外轉移，這種“邊際產業(yè)轉移”有助于國內市場騰出更大的生產空間，為集中優(yōu)勢生產要素發(fā)展國內高端產業(yè)創(chuàng)造市場環(huán)境。日本經濟學家小島清[18]提出的“邊際產業(yè)擴張理論”認為，受勞動力成本或生產空間等因素制約，對外直接投資應選擇本國已經喪失或即將喪失比較優(yōu)勢的產業(yè)（即“邊際產業(yè)”）依次進行，利用雙邊要素資源和生產技術的比較優(yōu)勢來實現(xiàn)規(guī)模報酬遞增。隨著國內勞動力成本不斷提升和產業(yè)高級化進程持續(xù)推進，生產要素回報率較低的“邊際產業(yè)”依然擠占著國內大量要素資源，這使得高生產效率的要素無法正常流向國內技術密集型和資本密集型的比較優(yōu)勢產業(yè)，造成國內嚴重的要素市場扭曲現(xiàn)象。而對外直接投資將部分“邊際產業(yè)”轉移至海外，將稀釋出的資本和勞動力用以發(fā)展國內先進技術產業(yè)，提升要素資源的整體利用效率。同時，將國內市場已經飽和的“邊際產業(yè)”轉移至國際分工中處于更低階梯的國家，也有利于國內產業(yè)結構的動態(tài)優(yōu)化調整。[19]從對外直接投資的國際經驗看，不管是美國、日本等發(fā)達國家還是亞洲新型工業(yè)化國家，跨國產業(yè)轉移都遵循“邊際產業(yè)”原則，這樣既促進國內生產要素的優(yōu)化配置，又能保障國內優(yōu)勢產業(yè)發(fā)展活力，防止國內產業(yè)出現(xiàn)“空心化”問題。

3.本土“反哺效應”

對外直接投資通過“學習效應”和“競爭效應”將國外先進生產技術、管理經驗引入國內，形成逆技術溢出，加快國內企業(yè)技術改革和提升整體生產效率。[15]首先，本土企業(yè)直接接觸東道國技術領先者并建立緊密聯(lián)系獲得正向溢出效應，抑或海外子公司間接影響本土母公司的技術密集度，從而改善本土企業(yè)的生產效率和要素資源配置效率。其次，本土企業(yè)在東道國進行跨國投資或設立分支機構將直接在當?shù)夭少徳牧稀N售產品及提供服務，與東道國上下游相關產業(yè)形成緊密聯(lián)系，并憑借這種東道國產業(yè)鏈嵌入關聯(lián)產生系統(tǒng)化的技術溢出，為國內相應產業(yè)鏈發(fā)展提供經驗指導和技術參考。最后，對外直接投資促進國內市場競爭，催生國內企業(yè)生產技術革新，并實現(xiàn)“優(yōu)勝劣汰”的市場退出機制，使得國內資本和勞動力流向生產效率更高的企業(yè)[20]，有助于國內要素資源在企業(yè)間的重新配置，進而改善市場要素扭曲。基于以上機制分析，本文提出如下假說：

假說2：對外直接投資通過“去產能”效應、“產業(yè)轉移”效應及本土“反哺效應”共同作用來化解我國要素市場扭曲。

三、模型構建、指標選取及數(shù)據(jù)說明

（一）模型構建與估計方法

1.動態(tài)計量模型

本文主要探討企業(yè)對外投資行為對我國要素市場扭曲的影響，并構建動態(tài)計量模型。為了反映企業(yè)要素價格扭曲的市場慣性，并避免遺漏變量引起的估計偏差，在解釋變量中引入要素市場扭曲的滯后項。

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

2.內生性問題及估計方法

本文內生性問題主要源于三方面：第一，企業(yè)對外直接投資行為與要素市場扭曲的作用是雙向的，要素市場化改革不完善所衍生的要素市場扭曲也將催生企業(yè)開展對外投資行為[21];第二，模型中引入的滯后項與隨機干擾項，抑或解釋變量間存在內生相關關系;第三;影響要素市場扭曲的其他變量遺漏納入模型而導致外生變量內生化。

為解決以上內生問題，首先，將核心解釋變量對外投資行為滯后項OFDIi，t-1及企業(yè)對外投資行為與部分控制變量的交互項引入模型，以消除部分內生性影響。同時為了控制經濟周期性及個體及行業(yè)異質性的波動影響，在模型中對時間、個體及行業(yè)固定效應加以控制。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，且無須滿足隨機干擾項服從正態(tài)分布的假設就可以有效估計參數(shù)結果。 進行模型參數(shù)估計。

（二）指標選取及數(shù)據(jù)說明

1.核心變量：企業(yè)對外投資行為、要素市場扭曲

本文通過構建0-1虛擬變量衡量企業(yè)對外投資行為，若樣本期內企業(yè)存在對外直接投資，則定義為1，反之為0。由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中尚缺少企業(yè)對外直接投資數(shù)據(jù)，本文將中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與商務部網站公布的《中國企業(yè)境外設立分支機構名錄》進行匹配，如果該企業(yè)樣本期內在海外設立了分支機構，則界定該企業(yè)參與了對外投資行為。

以往部分研究采用樊綱[22]的市場化進程指數(shù)構建整體市場扭曲程度和產品市場扭曲程度來共同衡量要素市場相對扭曲程度，但這依然無法體現(xiàn)同一地區(qū)不同企業(yè)的要素市場扭曲異質性特征。為此，借鑒施炳展和冼國明[23]的做法，即通過生產函數(shù)估計要素的應得報酬，與要素實際報酬的比值則為要素價格扭曲程度。具體假設企業(yè)柯布-道格拉斯生產函數(shù)為：

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

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

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

具體估計時，采用工業(yè)增加值來衡量企業(yè)總產出Y;資本投入K采用企業(yè)固定資產投資凈值的對數(shù)值來衡量，并利用歷年產出價格指數(shù)和資本價格指數(shù)進行價格調整;勞動力投入L采用企業(yè)年末就業(yè)總人口的對數(shù)衡量;工資水平wage采用企業(yè)應付工資總額與年末就業(yè)總人口的比值衡量;利率r采用利息支出與企業(yè)負債合計的比值衡量，對計算的企業(yè)實際利率小于0.05或數(shù)據(jù)缺失的情形，使用同類型企業(yè)的年貸款平均利息來代替該企業(yè)的利率水平。

2.控制變量

為了控制對要素市場扭曲的其他變量外生影響，本文設置以下五個控制變量：

（1）企業(yè)金融支持力度（fin）。融資水平是企業(yè)資源獲取及外擴發(fā)展的重要約束條件，市場規(guī)則下企業(yè)金融支持應主要受之于財務狀況、生產效率及信用風險，但政府主導下的金融體系使國有企業(yè)的信貸支持及融資優(yōu)惠政策往往要大大高于非國有企業(yè)，于是一些生產效率較高的中小民營企業(yè)得不到生產技術改革、擴大生產規(guī)模的資金支持。因此，政府主導的金融支持力度差異化直接或間接導致要素市場扭曲。本文借鑒陽佳余[24]的做法，以企業(yè)應收賬款占資產總額比重作為企業(yè)融資能力的代理變量，預期符號為負。（2）政府干預（sub）。由于經濟轉型期市場制度的不完善及產業(yè)發(fā)展的差異性，我國常常依賴于政策扶持等政府干預行為來實現(xiàn)經濟短期增長和局部均衡。這導致了要素資源未能按照市場價格機制進行合理配置的非市場化結果，再加之，政府的政策干預一般具有產業(yè)選擇性，企業(yè)便依據(jù)政府相關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。長此以往，政府政策干預將進一步加速要素資源在行業(yè)內的錯配扭曲程度[3]。本文采用企業(yè)獲得的政府補貼衡量政府干預行為，預期符號為正。（3）企業(yè)年齡（age）。這是從企業(yè)異質性角度考量對要素市場扭曲的影響。一般而言，企業(yè)市場在位時間越長，對市場的敏感性程度及生產管理效率都越高，企業(yè)產能利用率也相對較高，從而改善企業(yè)內部要素市場扭曲程度。本文采用企業(yè)成立年份到樣本期統(tǒng)計年度的累計年份來衡量，預期符號為負。（4）企業(yè)規(guī)模（scale）。企業(yè)規(guī)模一定程度上反映企業(yè)的生產效率，大規(guī)模企業(yè)能夠有效整合內部要素資源，提升企業(yè)內產品生產效率，從而改善企業(yè)內部要素市場扭曲局面。本文采用企業(yè)年末就業(yè)總人口衡量企業(yè)規(guī)模，預期符號為負。（5）赫芬達爾指數(shù)（hhi）。該指數(shù)反映企業(yè)的市場壟斷勢力和市場競爭程度。一方面，赫芬達爾指數(shù)越高的企業(yè)對市場中要素資源的吸附能力越強，而這種具有市場壟斷勢力企業(yè)的生產效率也相對較高，由此降低要素市場扭曲程度;另一方面，赫芬達爾指數(shù)較高的企業(yè)由于市場勢力的存在而擠占其他企業(yè)的要素資源，造成整個市場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)赫芬達爾指數(shù)表達式為：hhi=ln[1/ΣiIj（scaleitscalejt）2]=ΣiIjS2it ，其中，scaleit代表企業(yè)i在t年的銷售額，scalejt代表企業(yè)i所屬行業(yè)j的銷售總額，Sit表示企業(yè)i在所屬行業(yè)j中的市場占有率。預期符號未知。

（三）數(shù)據(jù)處理及說明

本文企業(yè)數(shù)據(jù)來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫①?①該數(shù)據(jù)庫涵蓋39個工業(yè)行業(yè)、銷售額500萬以上、200多萬家大型非上市生產企業(yè)，也是目前國內統(tǒng)計企業(yè)數(shù)量覆蓋廣、信息較全面的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)庫。[27] 和商務部統(tǒng)計的《中國企業(yè)境外設立分支機構名錄》（以下簡稱“名錄”）。首先根據(jù)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的“企業(yè)名稱”與《名錄》中的“境內投資主體”進行匹配，匹配成功的企業(yè)記為對外投資企業(yè)，未匹配成功的則為非對外投資企業(yè)。商務部統(tǒng)計的《名錄》主要包括證書號、境外投資國家、境內投資主體、境外投資企業(yè)（機構）、企業(yè)所在省份、經營范圍及核準日期等信息，進一步完善對外直接投資企業(yè)的相關信息。在我國未加入世貿組織前，境外投資企業(yè)還非常有限，尚未進行大規(guī)模對外投資行為，而在加入世貿組織和企業(yè)積極“走出去”的背景下，我國企業(yè)海外投資開始成倍增長。另外，考慮到2009年后《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》的數(shù)據(jù)質量存在較大爭議，因此，本文企業(yè)樣本時間段為2000～2009年。

未進行對外直接投資的企業(yè)樣本均來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫（2000～2009）。而對于樣本異常值，參照余淼杰[26]和聶輝華等[27]的做法進行常規(guī)處理：第一，剔除不符合一般會計準則（GAAP），譬如財務指標為負、總資產小于流動資產、累積折舊低于當期折舊等;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、雇員人數(shù)等關鍵變量缺失及數(shù)據(jù)庫中重復統(tǒng)計的樣本。另外，本文還將企業(yè)成立時間無效及企業(yè)年齡小于0、所屬行業(yè)不明確及投資目的國（ 地區(qū)） 為避稅天堂①?①避稅天堂指開曼群島、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。通過以上兩個數(shù)據(jù)庫匹配獲得17932家對外直接投資企業(yè);通過上述標準操作的數(shù)據(jù)處理后，最終獲得1896301家從未對外直接投資的企業(yè)樣本。另外，為避免模型出現(xiàn)虛假回歸，除企業(yè)對外投資虛擬變量外，對其他變量均進行對數(shù)化處理，而且所有數(shù)額型變量都通過除以最大樣本值標準化到0～1之間，以消除量綱影響。其各變量的描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

四、實證檢驗和結果分析

（一）基準回歸結果

本文利用SYS-GMM方法對模型（1）～（7）的回歸估計如表2所示。為了進一步驗證結論的可靠性，引入企業(yè)對外投資行為與控制變量的交互項進行逐步回歸對照。同時還考慮要素市場扭曲的路徑依賴性，本文加入被解釋變量要素市場扭曲的一階滯后項，構建動態(tài)面板計量模型。系統(tǒng)GMM是從矩條件出發(fā)，無需嚴格假設變量的分布特征及隨機干擾項的分布信息，可以有效解決模型中的內生性問題，但仍需采用Sargan檢驗和Arellano-Bond序列相關檢驗對模型估計的有效性及一階滯后項等工具變量的嚴格外生性。Sargan檢驗的原假設為所有工具變量的選取均未過度識別且有效，Arellano-Bond序列相關檢驗的原假設為差分方程的殘差項不存在二階序列相關性。表2結果顯示：所有模型的Sargan檢驗的p值均大于0.1，則拒絕原假設，表明計量模型中的工具變量選取是有效的。而Arellano-Bond序列相關檢驗發(fā)現(xiàn)，AR（1）檢驗的p值均通過1%的顯著性水平，AR（1）檢驗的p值均大于0.1，表明差分方程的殘差項僅存在一階序列相關，不存在二階序列相關。以上檢驗檢驗結果都表明， SYS-GMM方法的選取是合理且估計結果較為可靠。

首先，表2中第（1）和第（2）列分別代表考慮個體、時間、行業(yè)固定效應前后的估計結果，第（3）～（7）代表加入交互項后的系統(tǒng)GMM檢驗結果。本文重點關注的是企業(yè)對外投資行為的回歸系數(shù)變動。企業(yè)對外投資行為ofdi始終通過了1%的顯著性水平檢驗，并且系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)對外直接投資可以有效降低要素市場扭曲程度，提升企業(yè)要素資源的產能利用率。究其根本，可做如下三方面解釋：第一，企業(yè)對外投資行為將要素資源配置從本土市場擴展至國際市場，這促進了生產要素從“邊際產業(yè)”向發(fā)展前景更好、邊際回報率較高的優(yōu)勢產業(yè)轉移，有效提升我國要素市場的資源配置效率;第二，對外直接投資為企業(yè)直接接觸國外先進技術、管理經驗等創(chuàng)造了機遇，并通過逆技術溢出“反哺”國內企業(yè)生產，提升國內企業(yè)要素資源生產效率;第三，對外直接投資加速了市場競爭和“優(yōu)勝劣汰”市場機制，國際市場競爭效應促使國內企業(yè)不斷提高管理能力和生產水平，“優(yōu)勝劣汰”機制促進國內生產效率較低的企業(yè)退出市場，導致釋放出的要素資源向高生產效率企業(yè)轉移，緩解國內要素在企業(yè)間分布的扭曲現(xiàn)象。企業(yè)大規(guī)?！白叱鋈ァ笔俏覈e極響應貿易自由化、融入國際競爭的重要舉措，尤其 “一帶一路”倡議提出后，近年來我國企業(yè)在海外直接投資力度正以乘數(shù)級速度不斷增長，為化解國內產能過剩及要素市場扭曲帶來了福音。另外，所有模型中要素市場扭曲的一階滯后項均通過了置信度水平5%的顯著性檢驗，說明要素市場扭曲存在一定程度的路徑依賴性。

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，表明提升企業(yè)融資能力能夠有效降低要素市場扭曲，充足的資金保障使得企業(yè)在生產能力和管理水平方面更具超前性，從而帶動企業(yè)內部要素資源的產出效率。以政府補貼為代理變量的政府干預sub通過了5%置信度水平的顯著性檢驗，且系數(shù)顯著為正，表明政府干預反而擴大了要素市場扭曲程度。這是由于信息的非對稱性和政府干預的主觀選擇，導致企業(yè)間要素配置呈現(xiàn)非市場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)年齡對要素市場扭曲的作用效果并不大，企業(yè)市場經驗并不能改善要素資源配置。譬如，市場存續(xù)時間較長國有企業(yè)一般呈現(xiàn)出較低的生產效率，政府干預下生產要素資源反而過多地流向國有企業(yè)。另外，存續(xù)于市場的“僵尸企業(yè)”①?①“僵尸企業(yè)”是指已經喪失自我發(fā)展能力，必須依賴政府補貼或銀行續(xù)貸等非市場因素來維持生存的企業(yè)。 僅僅只是擠占要素資源而出現(xiàn)“不作為”的市場怪象，而且在政府干預力度更強的地區(qū)和融資依賴程度更高的行業(yè)，僵尸企業(yè)對私有非僵尸企業(yè)投資的擠出效應表現(xiàn)得更為明顯。[28]企業(yè)規(guī)模scale除模型（1）外，均表現(xiàn)出顯著負向影響，表明企業(yè)規(guī)模的擴大可以有效改善要素市場扭曲。其原因在于：大企業(yè)規(guī)模意味著高生產效率及高要素資源利用效率，而且大規(guī)模企業(yè)還能吸納低生產效率企業(yè)的要素資源。赫芬達爾指數(shù)hhi系數(shù)在5%置信水平下顯著為正，表明增強企業(yè)的市場壟斷勢力可以有效化解要素市場扭曲困境。企業(yè)通過增強市場競爭優(yōu)勢以提升要素資源獲取能力及生產效率，加速了要素資源由低生產率企業(yè)向高生產率企業(yè)的轉移速度，從而實現(xiàn)要素資源的有效配置。

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

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.變量分解檢驗

前文根據(jù)生產函數(shù)法得到企業(yè)整體的要素市場扭曲程度，常見的市場要素主要包括資本和勞動力，市場經濟下的企業(yè)行為應當按照價格機制進行資源的合理化配置，而要素市場扭曲使得市場機制下的價格信號被削弱，生產要素資本和勞動力的實際報酬逐漸偏離應得報酬而產生要素資源錯配。因此，接下來將分別考察企業(yè)對外投資行為對資本扭曲勞動力扭曲的影響，表3第（1）列和第（2）列為考慮了模型動態(tài)效應及遺漏變量后的要素市場扭曲分解檢驗結果。模型均通過了Sargan檢驗和Arellano-Bond序列相關檢驗，表明兩類SYS-GMM估計結果是一致有效的。從回歸系數(shù)的顯著性看，企業(yè)對外投資行為對資本扭曲distk和勞動力扭曲distl均產生顯著負向影響，回歸結果與上文基本一致，這一定程度上表明基準結果的穩(wěn)健性。

2.方法的穩(wěn)健性：IV-2SLS估計

本文在不考慮企業(yè)要素市場扭曲的慣性，采用工具變量兩階段最小二乘法（IV-2SLS）對模型重新估計。市場資源配置不僅依賴于外部環(huán)境的控制，也受企業(yè)間相互擠占作用的影響，因此，首要任務在于找到合適的要素市場扭曲這一內生變量的工具變量。工具變量選取需具備兩個基本條件：一是工具變量與殘差項無關，即完全外生性;二是工具變量與內生變量具有相關性。基于以上兩點考慮并借鑒以往研究經驗，本文選取企業(yè)所屬行業(yè)的平均要素市場扭曲水平作為工具變量，并對比交互項前后的IV-2SLS估計結果，具體地參數(shù)估計結果見表3第（3）列和第（4）列。

其結果顯示，IV-2SLS估計下模型Adj-R2均在0.89以上，表明模型擬合效果較好。為檢驗工具變量的有效性及排除其他外生因素的干擾，將企業(yè)對外投資行為對內生變量和工具變量分別回歸后得到殘差項，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。未加交互項和加入交互項后的企業(yè)對外投資行為依然對要素市場扭曲產生顯著負向影響，進一步驗證了“企業(yè)對外投資行為可以有效降低要素市場扭曲程度”的結論。另外，控制變量和交互項的系數(shù)符號和顯著性與系統(tǒng)GMM估計基本保持一致。

3.樣本選擇檢驗：樣本期分段檢驗

由于我國不同時期的對外開放程度和經濟要素結構存在明顯差異，伴隨而來的企業(yè)對外投資參與度和要素市場扭曲程度也將存在經濟主體層面的差異。更重要的是，不同時期市場上要素資源稟賦的差異引起企業(yè)對外投資行為的影響效果和作用機制均有所差異。另外，2005年之前我國企業(yè)對外投資行為相對較少，而且2005年前后勞動力稟賦和結構也發(fā)生了顯著變化。為此，本文將以2005年為節(jié)點進行樣本期分段檢驗。

表3第（5）列和第（6）列報告了對應的系統(tǒng)GMM檢驗結果。結果顯示企業(yè)對外投資行為在樣本期2005～2009年對要素市場扭曲產生顯著負向影響，而在樣本期2000～2005年卻無顯著影響。造成這種影響差異性的原因可能在于：①早期我國企業(yè)海外投資較少且國內投資資本較為緊缺及勞動力要素個體差異較小，企業(yè)對外投資行為不足以影響要素市場扭曲;② 要素資源隨著時間趨勢呈現(xiàn)出動態(tài)升級的規(guī)律，由于要素資源的稀缺性，21世紀初期我國要素資源市場配置扭曲程度并不高，從而導致企業(yè)對外投資行為對要素市場扭曲無明顯影響。而要素資源的長期積累和國內企業(yè)生產效率普遍偏低的現(xiàn)象的交互作用，導致我國近年來產能過剩問題急劇凸顯，企業(yè)對外投資行為正是在此背景下可以有效化解產能過剩及要素市場扭曲局面。另外，分段檢驗同時將交互項納入模型，控制變量和交互項的顯著性結果與基準回歸基本保持一致。

五、企業(yè)對外投資行為對要素市場扭曲的影響機制檢驗

（一）機制檢驗方法：中介效應模型

前文機制分析指出企業(yè)對外投資行為主要通過“去產能”效應、邊際產業(yè)轉移效應和 “反哺效應”來化解要素市場扭曲困境，本節(jié)將采用中介效應模型從實證角度檢驗這兩種作用機制。具體中介效應模型設定如下：

其中，intermit表示三個機制效應的中介變量，control表示控制變量，ofdiit、distit與前文一致，分別表示企業(yè)對外投資行為和要素市場扭曲程度。另外，為簡化模型參數(shù)設定，以上中介效應模型未納入交互項。

中介效應模型的關鍵在于中介變量的確定：（1）“去產能”效應。當社會總體生產能力高于總體消費能力時，即認為存在“產能過剩”現(xiàn)象，一般采用產能利用率（CU）衡量。由于企業(yè)對外直接投資主要加速資本、勞動力等要素資源的國際化流通和擴展產品銷售渠道，因此，本文借鑒楊振兵[29]的界別方法，從消費端和供給端兩個維度界定企業(yè)產能利用率，具體地，采用企業(yè)產品銷量率衡量企業(yè)消費端產能利用率CU1;通過隨機前沿生產函數(shù)法測度企業(yè)供給端的產能利用率，并依據(jù)Kirkley et.al[30]關于產能過剩的定義，得到產能過剩指數(shù)為：EC=1CU2-1=1TE×YpYd-1。其中，TE為企業(yè)生產過程中技術效率，反映企業(yè)生產要素得到充分利用時的產出效率;Yd為消費終端對企業(yè)產品的實際需求，Yp為企業(yè)的實際產出，Yd/Yp為企業(yè)的產品銷售率，即消費端產能利用率。（2）邊際產業(yè)轉移效應。產業(yè)轉移的過程也是生產要素跨地區(qū)空間動態(tài)轉移的過程，借鑒姚成勝等[31]的思路，本文以企業(yè)要素空間轉移速度來衡量邊際產業(yè)轉移效應：

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，這里總勞動力和總資本都只統(tǒng)計企業(yè)在對外投資企業(yè)和僅國內投資企業(yè)中所屬行業(yè)的總和，以此判斷整體行業(yè)的國際產業(yè)轉移情況，較好地排除行業(yè)國內產業(yè)轉移的干擾。（3）“反哺效應”。企業(yè)對外投資行為可以直接參與國際競爭，產生正向逆技術溢出，從而推動本土企業(yè)生產方式創(chuàng)新和技術改革，其效果最終反映于企業(yè)生產效率。因此，本文選取企業(yè)生產率作為“反哺效應”的中介檢驗變量，并采用LP法①?①鑒于篇幅控制，具體LP法的估計步驟未在文中詳細闡述，關于各個指標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的生產率沖擊的代理變量來估計企業(yè)生產函數(shù)和生產效率，有效避免因遺漏變量產生的內生性問題。

（二）機制檢驗結果

表4報告了對應的中介效應模型檢驗結果，本文還對三個檢驗模型均進行個體、年份及行業(yè)固定效應處理?？傮w而言，中介效應模型檢驗了企業(yè)對外投資行為如何化解要素市場扭曲的作用機理，發(fā)現(xiàn)消費端產能利用率CU1、供給端產能過剩指數(shù)EC和產業(yè)轉移速度indus_trait呈現(xiàn)出完全中介效應作用，企業(yè)生產率tfp呈現(xiàn)出廣義中介效應作用。換言之，企業(yè)對外投資行為主要通過加速“去產能”及產業(yè)轉移速度、提升國內企業(yè)生產率三個途徑有效化解要素市場扭曲程度。

具體從路徑（1）的總體效應檢驗看，企業(yè)對外投資行為ofdi對要素市場扭曲依然存在顯著負向影響，表明企業(yè)積極進行對外直接投資是有效化解國內要素市場扭曲的重要途徑，進一步驗證了基準結果的穩(wěn)健性。路徑（2）的中介因子檢驗發(fā)現(xiàn)，企業(yè)對外投資行為ofdi在1%置信度水平下均顯著為正，表明企業(yè)對外投資行為可以提升我國企業(yè)產能利用率、化解過剩產能及加速邊際產業(yè)向海外轉移。另外，企業(yè)對外投資行為對企業(yè)生產率亦產生顯著正向影響，表明企業(yè)對外投資行為通過“逆技術”溢出而有效提升國內企業(yè)生產效率，與諸多學者研究結論保持一致[33][34]。而通過加入中介變量的路徑（3）中介效應檢驗發(fā)現(xiàn)，ofdi依然保持顯著負向影響，中介變量消費端產能利用率CU1、供給端產能過剩指數(shù)EC、產業(yè)轉移速度indus_tra及企業(yè)生產率tfp對要素市場扭曲也都產生顯著負向影響。綜合考察三個路徑結果可得出以下結論：①消費端產能利用率和供給端產能過剩指數(shù)在企業(yè)對外投資和要素市場扭曲之間發(fā)揮顯著的中介作用，即企業(yè)對外投資行為將國內生產要素轉向國際市場，有效化解國內過剩產能，從而扭轉國內要素市場扭曲困境;②產業(yè)轉移速度在企業(yè)對外投資和要素市場扭曲之間發(fā)揮顯著的中介作用，企業(yè)對外投資行為在路徑（2）對中介因子產業(yè)轉移速度的估計系數(shù)為正，路徑（3）中的中介因子對要素市場扭曲的估計系數(shù)為負，直接效應和間接效應相互抵消后導致企業(yè)對外投資行為產生顯著負向影響。換言之，對外投資行為加速我國邊際產業(yè)向海外轉移，從而有效改善國內要素市場扭曲程度;③對外投資行為通過企業(yè)生產效率的中介效應有效化解國內要素市場扭曲，即企業(yè)對外投資產生的“逆技術”溢出效應可以“反哺”國內市場，從而提升企業(yè)生產效率及產能利用率。

六、結論與政策啟示

受市場制度、資源及的多重約束，產能過剩及要素市場扭曲已成為目前我國經濟運行過程中的突出矛盾和諸多問題的根源，如何有效化解要素市場扭曲、提升產能利用是實現(xiàn)經濟可持續(xù)發(fā)展的重要議題之一。本文首先從理論上分析企業(yè)對外投資行為對要素市場扭曲的影響及作用機制，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明[23]的要素市場扭曲測算方法，針對企業(yè)對外投資行為對要素市場扭曲的影響效應及機制進行實證檢驗，主要研究發(fā)現(xiàn)有三點：

第一，通過系統(tǒng)GMM動態(tài)計量模型檢驗發(fā)現(xiàn)，企業(yè)對外投資行為顯著降低了我國要素市場扭曲，提升國內產能利用效率。主要原因在于：企業(yè)對外投資行為促進我國資本和勞動力的國際化輸出，有效化解國內產能過剩問題;同時通過“逆技術”溢出產生本土“反哺效應”，有效提升國內企業(yè)的產能利用效率。第二，將要素市場扭曲指標分解為資本扭曲和勞動力扭曲發(fā)現(xiàn)，企業(yè)對外投資行為均顯著降低我國資本扭曲和勞動力扭曲程度，通過IV-2SLS估計和樣本期分段檢驗，其對外投資行為有效化解要素市場扭曲的結論依然穩(wěn)健。第三，采用中介效應模型對企業(yè)對外投資行為影響要素市場扭曲的作用機制加以檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，“去產能”、產業(yè)轉移速度和企業(yè)生產率在企業(yè)對外投資行為和要素市場扭曲之間產生顯著的中介作用，即企業(yè)對外投資行為主要通過加速“去產能”及邊際產業(yè)轉移、提升國內企業(yè)生產效率來降低要素市場扭曲程度。

在我國改革開放進程持續(xù)推進及企業(yè)大規(guī)模“走出去”的時代背景下，結合以上基本實證結論，本文政策啟示主要在于，政府應進一步鼓勵企業(yè)“走出去”，尤其是過剩產能較為嚴重的企業(yè)，通過參與國際分工和國際競爭來有效解決國內市場產能過剩問題，并實現(xiàn)資源的合理化配置。與此同時，也要嚴防海外過度投資或不合理投資而導致國內失業(yè)率增加、市場活力降低的風險。由于國內資本的長期積累和勞動力成本的不斷增加，勞動力密集型中低端制造業(yè)等邊際產業(yè)可加速向海外轉移，為國內大力發(fā)展高端制造業(yè)、新興戰(zhàn)略產業(yè)及服務業(yè)提供空間和資源，發(fā)揮本土的集約市場生產效率，并保障國內優(yōu)勢產業(yè)競爭優(yōu)勢。但從西方發(fā)達國家對外投資的經驗看，國內產業(yè)“一攬子”轉移至國外，造成國內相關產業(yè)出現(xiàn)“空心化”問題，因此，我國企業(yè)需因地制宜、選擇性地開展對外投資，避免重蹈西方發(fā)達國家“覆轍”。而市場制度的不完善是造成我國要素市場扭曲困境的重要因素之一，要素資源配置不完全依賴于價格信號，其后果就是造成要素資源在企業(yè)間的錯配。因此，政府應當完善市場制度，而非主觀干預市場要素資源配置，為市場合理運行和要素資源自由流轉營造良好的制度環(huán)境。

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責任編輯：蕭敏娜