楊校美，肖紅葉

(1.河南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，河南 開封 475001；2.天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，天津 300222)

一、 問題的提出

改革開放四十多年來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了高速發(fā)展，總量躍居世界第二位。但粗放型增長(zhǎng)模式所引發(fā)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)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(yán)峻的資源、生態(tài)和環(huán)境等問題，使得原有的增長(zhǎng)模式難以為繼，亟待向提高資源配置效率的高質(zhì)量增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)變[1]。對(duì)此，黨的十九大報(bào)告中指出“以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動(dòng)力變革，提高全要素生產(chǎn)率”，顯示出從供給側(cè)進(jìn)行結(jié)構(gòu)性改革，有效化解資源錯(cuò)配，提高全要素生產(chǎn)率，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展成為當(dāng)下亟待解決的重要議題。為確保經(jīng)濟(jì)改革的有效性，下面三個(gè)問題成為關(guān)注的焦點(diǎn)：第一，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中有哪些原因?qū)е铝速Y源錯(cuò)配的產(chǎn)生；第二，如何測(cè)度資源錯(cuò)配；第三，緩解資源錯(cuò)配和提高資源配置效率的有效途徑是什么。

針對(duì)上述問題，現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行了有益的探索：第一，關(guān)于資源錯(cuò)配產(chǎn)生的原因。國(guó)外研究者將資源錯(cuò)配產(chǎn)生的原因歸結(jié)為金融市場(chǎng)摩擦、企業(yè)經(jīng)營(yíng)杠桿率過高、保險(xiǎn)市場(chǎng)發(fā)育不完善、勞動(dòng)力市場(chǎng)障礙等市場(chǎng)行為[2-6]。國(guó)內(nèi)學(xué)者則認(rèn)為政府行政干預(yù)、所有制歧視和國(guó)有企業(yè)壟斷[7-11]、區(qū)域劃分導(dǎo)致的市場(chǎng)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(dòng)力等生產(chǎn)要素的實(shí)際價(jià)格，形成資源錯(cuò)配。第二，關(guān)于資源錯(cuò)配的測(cè)度。Hsieh和Klenow(2009)[14]對(duì)中國(guó)和印度資源錯(cuò)配計(jì)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(jìn)行了有價(jià)值的探索，比如Brandt等(2013)[7]將國(guó)有和非國(guó)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(bào)酬不變的假設(shè)條件；蓋慶恩等(2015)[16]除了測(cè)度資本錯(cuò)配和勞動(dòng)力錯(cuò)配外，還測(cè)度了產(chǎn)品市場(chǎng)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(cuò)配的途徑。國(guó)外學(xué)者提出可以通過優(yōu)化市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，比如提高金融中介融資效率和減少勞動(dòng)力市場(chǎng)摩擦來緩解資源錯(cuò)配[6,18-19]。而國(guó)內(nèi)學(xué)者劉貫春等(2017)[20]則認(rèn)為勞動(dòng)力市場(chǎng)管制并不一定導(dǎo)致資源錯(cuò)配，中國(guó)最低工資標(biāo)準(zhǔn)的設(shè)定和提高，反而有助于改善資源錯(cuò)配。同時(shí)，政府對(duì)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(cuò)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(cuò)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(guó)的資本錯(cuò)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(duì)外直接投資也是緩解資源錯(cuò)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(duì)資源錯(cuò)配的影響，尤其是以雙向直接投資協(xié)同發(fā)展為切入點(diǎn)，這為本文的研究提供了可能的拓展空間。作為中國(guó)對(duì)外開放的重要組成部分，外商直接投資和對(duì)外直接投資是實(shí)施“引進(jìn)來”和“走出去”相并重戰(zhàn)略以獲取資金、技術(shù)或市場(chǎng)資源的關(guān)鍵所在[29-30]。根據(jù)聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議(UNCTAD)的統(tǒng)計(jì)，中國(guó)雙向直接投資的流量和存量均呈現(xiàn)出同向增長(zhǎng)的趨勢(shì)(如圖1和圖2)，2018年中國(guó)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(guó)對(duì)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(guó)配置的兩種重要方式，如此大規(guī)模的雙向直接投資流動(dòng)會(huì)對(duì)中國(guó)的資源錯(cuò)配產(chǎn)生什么樣的影響？關(guān)于這一問題的思考和回答，對(duì)于中國(guó)制定科學(xué)合理的“引進(jìn)來”與“走出去”政策，進(jìn)而促進(jìn)資源的優(yōu)化配置和實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

圖1 中國(guó)雙向直接投資的流量

圖2 中國(guó)雙向直接投資的存量

鑒于此，本文利用中國(guó)2003-2018年30個(gè)省(市、區(qū))統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對(duì)資源錯(cuò)配的影響。進(jìn)一步，根據(jù)國(guó)際直接投資新發(fā)展趨勢(shì)、人均GDP水平的改變和中國(guó)對(duì)外開放戰(zhàn)略的特點(diǎn)，并結(jié)合數(shù)據(jù)本身特點(diǎn)對(duì)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展階段進(jìn)行劃分，探討雙向直接投資協(xié)同發(fā)展不同階段對(duì)資源錯(cuò)配的影響。最后，從金融深化和勞動(dòng)力成本提高兩個(gè)途徑對(duì)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展影響資源錯(cuò)配的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了檢驗(yàn)。

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

二、 理論分析

作為中國(guó)獲取資金、技術(shù)和市場(chǎng)資源重要途徑的兩大戰(zhàn)略，外商直接投資和對(duì)外直接投資近年來均獲得了快速增長(zhǎng)，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(dòng)，改善資源錯(cuò)配和提高資源配置效率的重要推動(dòng)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(cuò)配。一方面，外商直接投資除了為東道國(guó)帶來稀缺的資本，緩解金融抑制外，還可以改善東道國(guó)信貸市場(chǎng)供求雙方的信息不對(duì)稱，并通過垂直效應(yīng)和水平效應(yīng)，緩解東道國(guó)企業(yè)的融資約束[31]，從而降低融資成本，增加資本流動(dòng)性，形成更加開放、包容、高效的金融體系，進(jìn)而改善資本錯(cuò)配，提高資本配置效率。另一方面，資本“引進(jìn)來”也為資本“走出去”提供了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。東道國(guó)金融實(shí)力的增強(qiáng)和金融深化水平的提高，為企業(yè)跨國(guó)配置資本和生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)創(chuàng)造了基本條件，通過OFDI逆向技術(shù)溢出效應(yīng)，東道國(guó)金融機(jī)構(gòu)與發(fā)達(dá)國(guó)家金融機(jī)構(gòu)建立起了比較緊密的關(guān)系，通過與發(fā)達(dá)國(guó)家金融機(jī)構(gòu)展開合作、交流和競(jìng)爭(zhēng)，東道國(guó)金融機(jī)構(gòu)的管理水平和運(yùn)作效率都得到了較大程度的提高，金融深化水平進(jìn)一步優(yōu)化。因此，通過外商直接投資與對(duì)外直接投資的相互影響、相互促進(jìn)和相互強(qiáng)化，可以不斷提升東道國(guó)金融深化水平，而金融深化水平的提升可以增加資源流動(dòng)性，減少金融投資交易成本，增加投資，從而緩解資本錯(cuò)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(cuò)配。

雙向直接投資協(xié)同發(fā)展通過提高勞動(dòng)力成本改善勞動(dòng)力錯(cuò)配。外商直接投資的進(jìn)入可以把東道國(guó)過剩的勞動(dòng)力從農(nóng)村和效率低的行業(yè)釋放出來，這不僅有利于擴(kuò)大東道國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)規(guī)模和提高勞動(dòng)力匹配程度，而且還有利于當(dāng)?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(jìn)而促進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)、技術(shù)和營(yíng)銷手段等知識(shí)的外溢，提高勞動(dòng)者的工資。在發(fā)展中國(guó)家，伴隨著工資水平的提高，勞動(dòng)者有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)和愿望從事培訓(xùn)和工作，降低勞動(dòng)力搜尋和匹配的成本，從而可以改善本地勞動(dòng)力的錯(cuò)配狀況。此外，基于信息不對(duì)稱和提高工人效率的考量，外資企業(yè)會(huì)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(duì)較低的內(nèi)資企業(yè)流向技術(shù)水平相對(duì)較高的外資企業(yè)。這一方面會(huì)改善本地區(qū)勞動(dòng)力的錯(cuò)配狀況，另一方面也會(huì)倒逼本地內(nèi)資企業(yè)提高勞動(dòng)力的配置效率。隨著東道國(guó)外商直接投資的持續(xù)進(jìn)入和勞動(dòng)力成本的攀升，生產(chǎn)效率高和競(jìng)爭(zhēng)能力強(qiáng)的企業(yè)開始“走出去”。而作為跨國(guó)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的重要載體，國(guó)內(nèi)高技術(shù)工人也隨之發(fā)生跨國(guó)流動(dòng)。為了彌補(bǔ)該缺口，國(guó)內(nèi)中低端技術(shù)工人通過本地跨國(guó)公司技術(shù)溢出效應(yīng)所產(chǎn)生的示范、模仿和人員流動(dòng)效應(yīng)，成為中高端技術(shù)工人。在勞動(dòng)力供給減少和技術(shù)含量提高雙重作用下，勞動(dòng)力工資提高，從而有利于改善勞動(dòng)力錯(cuò)配。同時(shí)，通過對(duì)外直接投資“走出去”的勞動(dòng)者，通過與國(guó)際勞動(dòng)力市場(chǎng)接軌，對(duì)照國(guó)際上高技術(shù)工人的標(biāo)準(zhǔn)，不斷自我革新和自我完善，并通過回流國(guó)內(nèi)，帶來先進(jìn)技術(shù)和先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)，從而進(jìn)一步提升國(guó)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(duì)外直接投資的雙向流動(dòng)和雙向協(xié)同發(fā)展，引致勞動(dòng)者技術(shù)水平上升和工資水平提高，從而改善勞動(dòng)力錯(cuò)配，提高勞動(dòng)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(dòng)力成本改善勞動(dòng)力錯(cuò)配。

三、 資源錯(cuò)配的測(cè)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(gè)更容易理解的要素錯(cuò)配計(jì)算方法，來測(cè)算各地區(qū)的資本錯(cuò)配程度和勞動(dòng)力錯(cuò)配程度。假定每個(gè)地區(qū)都使用資本和勞動(dòng)力兩種要素進(jìn)行生產(chǎn)，要素市場(chǎng)滿足完全競(jìng)爭(zhēng)條件，產(chǎn)品市場(chǎng)滿足壟斷競(jìng)爭(zhēng)條件，并采用規(guī)模報(bào)酬不變的C-D生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)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(dòng)力的實(shí)際要素價(jià)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(cuò)配指數(shù)”：資本絕對(duì)錯(cuò)配指數(shù)和勞動(dòng)力絕對(duì)錯(cuò)配指數(shù)，具體的定義如下：

(7)

(8)

(9)

同理，我們可以定義勞動(dòng)力的相對(duì)錯(cuò)配指數(shù)如下：

(10)

在實(shí)際測(cè)算過程中，絕對(duì)錯(cuò)配指數(shù)是無法測(cè)度的，因此，經(jīng)常采用相對(duì)錯(cuò)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(duì)錯(cuò)配指數(shù)和勞動(dòng)力相對(duì)錯(cuò)配指數(shù)：

(13)

(14)

資本錯(cuò)配指數(shù)和勞動(dòng)力錯(cuò)配指數(shù)測(cè)度中核心部分是資本產(chǎn)出彈性αi和勞動(dòng)力產(chǎn)出彈性βi的測(cè)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(huì)隨著時(shí)間和地區(qū)個(gè)體的不同而呈現(xiàn)出異質(zhì)性特征。為了刻畫這種時(shí)變性，本文采用狀態(tài)空間模型和卡爾曼濾波對(duì)資本產(chǎn)出彈性和勞動(dòng)力產(chǎn)出彈性進(jìn)行估計(jì)。具體的，對(duì)式(1)構(gòu)造如下狀態(tài)空間模型：

量測(cè)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(shí)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(gè)體的改變而不同。產(chǎn)出變量(Yit)：本文用各地區(qū)的實(shí)際GDP來表示。關(guān)于實(shí)際GDP的測(cè)度，本文以2003年為基期，利用GDP平減指數(shù)進(jìn)行平減，得到實(shí)際GDP。勞動(dòng)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(cè)度，采用永續(xù)盤存法，其計(jì)算公式如下：

(19)

其中，Kt為當(dāng)期的固定資本存量，It為當(dāng)期的固定資產(chǎn)投資額，Pt為固定資產(chǎn)投資價(jià)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(cè)度方法，可以得出各地區(qū)2003-2018年資本錯(cuò)配指數(shù)和勞動(dòng)力錯(cuò)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(cuò)配，且不同地區(qū)資本錯(cuò)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(cuò)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(shì)看，中部地區(qū)和西部地區(qū)資本錯(cuò)配狀況大都呈現(xiàn)出向最優(yōu)配置0軸靠近的趨勢(shì)，表現(xiàn)出隨時(shí)間改善的趨勢(shì)。而東部地區(qū)雖然具有向最優(yōu)配置0軸靠攏的趨勢(shì)，但這種隨時(shí)間改善的趨勢(shì)還不十分明顯。另外，資本錯(cuò)配受外部經(jīng)濟(jì)沖擊和國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)政策的影響較大。伴隨著2008年國(guó)際金融海嘯的沖擊以及國(guó)家為應(yīng)對(duì)危機(jī)大規(guī)模經(jīng)濟(jì)刺激方案的出臺(tái)，三大區(qū)域的資本錯(cuò)配都呈現(xiàn)出快速惡化的態(tài)勢(shì)。而隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)和供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的深入推進(jìn)，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(cuò)配得到一定程度的改善。

圖3 2003-2018年資本錯(cuò)配程度變化趨勢(shì)

圖4 2003-2018年勞動(dòng)力錯(cuò)配程度變化趨勢(shì)

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(dòng)力配置都表現(xiàn)出了向最優(yōu)配置0軸靠近的趨勢(shì)，勞動(dòng)力錯(cuò)配表現(xiàn)出隨著時(shí)間改善的態(tài)勢(shì)。東部地區(qū)勞動(dòng)力錯(cuò)配指數(shù)為正，表明勞動(dòng)力配置不足，勞動(dòng)力短缺。而中部地區(qū)和西部地區(qū)的勞動(dòng)力錯(cuò)配指數(shù)為負(fù)，表明勞動(dòng)力配置過度，勞動(dòng)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(dòng)力向東部地區(qū)流動(dòng)，使得東部地區(qū)和中西部地區(qū)的勞動(dòng)力錯(cuò)配狀況得到了改善，進(jìn)而改善了全國(guó)范圍內(nèi)的勞動(dòng)力錯(cuò)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(jì)方法

為分析雙向直接投資協(xié)同發(fā)展是否改善了中國(guó)的資源錯(cuò)配，本文將資源錯(cuò)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(jì)和社會(huì)發(fā)展?fàn)顩r對(duì)資源錯(cuò)配的影響，考慮到資源錯(cuò)配可能存在一定程度的路徑依賴[35]，本文構(gòu)建如下動(dòng)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(cuò)配指數(shù)和勞動(dòng)力錯(cuò)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(gè)地區(qū)t年的雙向直接投資協(xié)同發(fā)展水平，β測(cè)度了雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對(duì)資源錯(cuò)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(huì)惡化資源錯(cuò)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(cuò)配。xijt為控制變量信息集，下文將對(duì)這些變量進(jìn)行解釋和說明。ui和vi分別表示地區(qū)和時(shí)間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

考慮到雙向直接投資協(xié)同發(fā)展與資源錯(cuò)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(cuò)配，而資源錯(cuò)配的改善反過來會(huì)促進(jìn)吸引外資和對(duì)外投資的融合發(fā)展。此外，現(xiàn)實(shí)中大多數(shù)宏觀經(jīng)濟(jì)變量是非平穩(wěn)序列，傳統(tǒng)的估計(jì)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(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

(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(guó)人均收入水平的提高，F(xiàn)DI和OFDI呈現(xiàn)出此消彼長(zhǎng)的發(fā)展態(tài)勢(shì)[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(cè)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(gè)地區(qū)第t期的實(shí)際利用外資金額；OFDIit表示第i個(gè)地區(qū)第t期的對(duì)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(duì)外直接投資的貢獻(xiàn)系數(shù)，0<α<1、0<β<1，α+β=1?？紤]到外商直接投資與對(duì)外直接投資在中國(guó)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(gè)系統(tǒng)中包含的子系統(tǒng)的個(gè)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(duì)外直接投資”包含兩個(gè)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(huì)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(biāo)：

(25)

其中，T=(FDIit+OFDIit)/2，表示投資綜合指標(biāo)；Dit(IO)表示第i個(gè)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(cè)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(cè)度出中國(guó)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(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，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(gè)地區(qū)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展水平在提高的同時(shí)也存在著一定程度的波動(dòng)。從時(shí)間節(jié)點(diǎn)看，波動(dòng)的拐點(diǎn)發(fā)生在2008年，在2008年國(guó)際經(jīng)濟(jì)危機(jī)發(fā)生以前，2003-2008年，三個(gè)地區(qū)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展水平增速相對(duì)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(jìn)入快速增長(zhǎng)通道，尤其是東部地區(qū)其增速最為明顯。

圖5 2003-2018年中國(guó)雙向直接投資協(xié)同發(fā)展趨勢(shì)

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(duì)于國(guó)內(nèi)企業(yè)，出口企業(yè)具有更高的效率。他認(rèn)為在開放條件下，出口企業(yè)面對(duì)更多的競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手和更大的產(chǎn)品市場(chǎng)，效率低下的出口企業(yè)就會(huì)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(jìn)資源從效率低的企業(yè)流向效率高的企業(yè)，進(jìn)而使資源得到優(yōu)化配置。對(duì)于處在轉(zhuǎn)型時(shí)期的中國(guó)而言，在出口導(dǎo)向型戰(zhàn)略的驅(qū)動(dòng)下，政府通過出口退稅、財(cái)政補(bǔ)貼等非市場(chǎng)化手段壓低生產(chǎn)要素價(jià)格，進(jìn)而達(dá)到鼓勵(lì)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(guó)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(jìn)口依存度(import)。進(jìn)口貿(mào)易作為獲取生產(chǎn)要素的重要途徑，進(jìn)而影響到資源的配置效率。Coe等(1997)[41]認(rèn)為進(jìn)口貿(mào)易主要通過以下四個(gè)途徑達(dá)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(jìn)口可以提高本國(guó)的生產(chǎn)率；第二，通過學(xué)習(xí)先進(jìn)國(guó)家的生產(chǎn)方法、產(chǎn)品設(shè)計(jì)、組織方式和市場(chǎng)條件，提高資源的利用效率；第三，發(fā)展中國(guó)家通過模仿、消化和吸收發(fā)達(dá)國(guó)家的技術(shù)，提高本國(guó)的技術(shù)水平；第四，可能會(huì)促進(jìn)一些新的適宜技術(shù)的產(chǎn)生，從而提高進(jìn)口國(guó)的生產(chǎn)率水平。本文采用樣本期內(nèi)地區(qū)進(jìn)口總額占地區(qū)GDP的比重來衡量進(jìn)口依存度。

(3)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(structure)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)變遷，既是經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式的轉(zhuǎn)變，也是生產(chǎn)要素流動(dòng)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(dòng)態(tài)改變，資本和勞動(dòng)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(jìn)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(jì)體中，制度安排的不當(dāng)或缺失造成市場(chǎng)化程度相對(duì)較低，進(jìn)而引發(fā)政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的過多干預(yù)，從而造成生產(chǎn)要素配置的扭曲和經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式的畸形。鑒于中國(guó)各地區(qū)官員的唯GDP考核標(biāo)準(zhǔn)和錦標(biāo)賽標(biāo)準(zhǔn)，各地方政府運(yùn)用政府行政力量干預(yù)要素的市場(chǎng)化定價(jià)和合理的要素流動(dòng)成為各地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的一種常態(tài)，這勢(shì)必會(huì)造成要素配置效率的下降和資源的浪費(fèi)。本文采用樣本期內(nèi)地方政府財(cái)政支出占地區(qū)GDP的比重來衡量政府干預(yù)程度。

(5)市場(chǎng)化程度(market)。資源合理配置的基礎(chǔ)是要素價(jià)格能快速且準(zhǔn)確地反映資源的稀缺性，也即按照市場(chǎng)機(jī)制實(shí)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(dòng)。市場(chǎng)化程度高的地區(qū)和部門，其資源錯(cuò)配的效率也相對(duì)較高。本文采用樊綱等(2011)[42]以及王小魯?shù)?2019)[43]測(cè)算的中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)來表征各地區(qū)的市場(chǎng)化程度。由于上述指標(biāo)數(shù)據(jù)僅更新到2016年，因此，為了保持統(tǒng)計(jì)指標(biāo)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(cè)算外推插值，從而得到2003-2018年的市場(chǎng)化指數(shù)。

進(jìn)一步，在進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)時(shí)，涉及變量的測(cè)度方法具體為：(1)勞動(dòng)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(cè)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(guó)，國(guó)有企業(yè)憑借其特殊的優(yōu)勢(shì)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(jī)構(gòu)對(duì)國(guó)有企業(yè)的廉價(jià)資金支持力度會(huì)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(yíng)企業(yè)，卻面臨著嚴(yán)重融資約束。因此，采用信貸占GDP比重來測(cè)度金融深化是不恰當(dāng)?shù)?，用非?guó)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(guó)30個(gè)省(市、區(qū))，不包括港、澳、臺(tái)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?yàn)樯虅?wù)部從2003年起才開始對(duì)外公布對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)。吸引外資和對(duì)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(jì)公布》和《對(duì)外直接投資公報(bào)》，就業(yè)人數(shù)來源于各年度《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》，市場(chǎng)化指數(shù)來源于樊綱等(2011)[42]以及王小魯?shù)?2019)[43]測(cè)算的中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)，其他數(shù)據(jù)均來源于各年度《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省區(qū)市統(tǒng)計(jì)年鑒。表1給出了上述變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

五、 實(shí)證檢驗(yàn)

(一) 基準(zhǔn)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(duì)因變量做絕對(duì)值處理，數(shù)值越大，錯(cuò)配越嚴(yán)重。當(dāng)被解釋變量與解釋變量反方向變動(dòng)時(shí)，則認(rèn)為資源錯(cuò)配狀況改善。估計(jì)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(dòng)項(xiàng)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(dòng)項(xiàng)無自相關(guān)”，可以使用系統(tǒng)GMM。Sargan檢驗(yàn)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(duì)資源錯(cuò)配的影響：基準(zhǔn)回歸

從核心解釋變量看，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對(duì)資本錯(cuò)配和勞動(dòng)力錯(cuò)配的影響均顯著為負(fù)，一定程度上表明，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展有利于中國(guó)資本和勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度的降低，提高資源利用效率。中國(guó)通過實(shí)施“引進(jìn)來”和“走出去”相并重的開放戰(zhàn)略，在全球價(jià)值鏈體系中，利用國(guó)內(nèi)和國(guó)際兩個(gè)市場(chǎng)，引導(dǎo)資本和勞動(dòng)力等資源合理流動(dòng)，進(jìn)而改善中國(guó)的資源錯(cuò)配程度。

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

從控制變量看，金融深化對(duì)資本錯(cuò)配和勞動(dòng)力錯(cuò)配的影響都顯著為負(fù)，表明通過完善金融市場(chǎng)和提高金融深化水平可以改善中國(guó)的資本和勞動(dòng)力錯(cuò)配。勞動(dòng)力成本對(duì)資本錯(cuò)配和勞動(dòng)力錯(cuò)配的影響均為負(fù)，且都在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這意味著，勞動(dòng)力成本上升可以緩解資本和勞動(dòng)力錯(cuò)配。出口對(duì)資本錯(cuò)配的影響不顯著，表明出口對(duì)中國(guó)資本錯(cuò)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(duì)勞動(dòng)力錯(cuò)配的影響顯著為正，表明出口非但沒有改善中國(guó)的勞動(dòng)力錯(cuò)配狀況，反而惡化了中國(guó)的勞動(dòng)力錯(cuò)配狀況，出口“生產(chǎn)率悖論”在勞動(dòng)力配置方面成立。進(jìn)口對(duì)資本錯(cuò)配的影響不顯著，表明通過進(jìn)口并不能降低中國(guó)的資本錯(cuò)配程度，但對(duì)勞動(dòng)力的影響則顯著為負(fù)，一定程度上表明，進(jìn)口有利于中國(guó)勞動(dòng)力錯(cuò)配的改善。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)資本錯(cuò)配和勞動(dòng)力錯(cuò)配的影響都顯著為負(fù)，表明通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度化和優(yōu)化升級(jí)可以改善中國(guó)整體的資源錯(cuò)配狀況。政府干預(yù)對(duì)資本錯(cuò)配和勞動(dòng)力錯(cuò)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(chǎng)，不利于中國(guó)資本和勞動(dòng)力錯(cuò)配的改善。市場(chǎng)化水平對(duì)資本錯(cuò)配和勞動(dòng)力錯(cuò)配的影響均顯著為負(fù)，表明市場(chǎng)化水平的提高可以降低中國(guó)資本和勞動(dòng)力錯(cuò)配狀況，提高資源的配置效率。

(二) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文擬采用地區(qū)要素市場(chǎng)資本扭曲系數(shù)distortK替換地區(qū)資本錯(cuò)配指數(shù)τK，地區(qū)勞動(dòng)力扭曲系數(shù)distortL替換地區(qū)勞動(dòng)力錯(cuò)配指數(shù)τL來驗(yàn)證雙向直接投資協(xié)同發(fā)展與資源錯(cuò)配之間的關(guān)系是否成立。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)和完全競(jìng)爭(zhēng)條件下，要素的實(shí)際報(bào)酬應(yīng)該等于要素的實(shí)際貢獻(xiàn)，而根據(jù)分配的邊際生產(chǎn)力論，要素的實(shí)際貢獻(xiàn)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(shí)際報(bào)酬等于邊際產(chǎn)品。而在要素市場(chǎng)存在扭曲的條件下，要素的實(shí)際報(bào)酬就會(huì)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(chǎng)資本扭曲系數(shù)distortK和勞動(dòng)力扭曲系數(shù)distortL的測(cè)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(dòng)力邊際產(chǎn)出，piyi表示地區(qū)生產(chǎn)總值，wi表示勞動(dòng)力價(jià)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(shí)際工資指數(shù)進(jìn)行平減。對(duì)于資本價(jià)格，通?？梢杂檬袌?chǎng)利率來表示，但對(duì)于轉(zhuǎn)型期的中國(guó)而言，金融市場(chǎng)發(fā)展不完善，市場(chǎng)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(chǎng)化利率水平難以形成。在這種情況下，本文借鑒段國(guó)蕊和臧旭恒(2013)[45]的做法，選取實(shí)際貸款利率作為反映資本價(jià)格的指標(biāo)。用rit表示資本價(jià)格，it表示1年期的法定貸款基準(zhǔn)利率，(1)若本年度內(nèi)1年期法定貸款基準(zhǔn)利率進(jìn)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(zhǔn)利率。pit表示消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)的變動(dòng)率，則資本的價(jià)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(dòng)力的實(shí)際報(bào)酬等于實(shí)際貢獻(xiàn)，不存在要素扭曲；如果distortKi和distortLi大于0，則表明要素的實(shí)際報(bào)酬低于實(shí)際貢獻(xiàn)，存在著正向要素錯(cuò)配；如果distortKi和distortLi小于0，則說明要素的實(shí)際報(bào)酬高于實(shí)際貢獻(xiàn)，存在著負(fù)向要素錯(cuò)配。與前文一致，由于存在要素市場(chǎng)扭曲系數(shù)大于0和小于0兩種情況，對(duì)因變量distortKi和distortLi取絕對(duì)值處理，對(duì)動(dòng)態(tài)模型(22)和(23)采用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行估計(jì)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

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

估計(jì)結(jié)果顯示，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對(duì)資本扭曲系數(shù)distortKi和勞動(dòng)力扭曲系數(shù)distortLi的影響都顯著為負(fù)，且模型通過了Arellano-Bond自相關(guān)檢驗(yàn)和Sargan工具變量檢驗(yàn)，表明系統(tǒng)GMM的估計(jì)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(dòng)力扭曲。用要素市場(chǎng)資本扭曲系數(shù)distortKi和勞動(dòng)力扭曲系數(shù)distortLi替換資本錯(cuò)配指數(shù)τK和勞動(dòng)力錯(cuò)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(dāng)?shù)姆€(wěn)健性。

(三) 分地區(qū)回歸

與中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展相伴隨的是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡性，那么，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對(duì)資源錯(cuò)配的影響是否存在地區(qū)差異性？這是我們接下來重點(diǎn)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(gè)子樣本，以考察雙向直接投資對(duì)資源錯(cuò)配影響的地區(qū)差異性，如表4所示。

從表4的估計(jì)結(jié)果看，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對(duì)東部地區(qū)的資本錯(cuò)配和勞動(dòng)力錯(cuò)配的影響均顯著為負(fù)，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(cuò)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(duì)資本錯(cuò)配的影響顯著為負(fù)，但對(duì)勞動(dòng)力錯(cuò)配的影響雖然為負(fù)，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(dòng)力錯(cuò)配，但對(duì)資本錯(cuò)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(shì)、國(guó)家政策傾斜和相對(duì)完善的市場(chǎng)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(jìn)而通過“引進(jìn)來”和“走出去”戰(zhàn)略的實(shí)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(cuò)配和勞動(dòng)力錯(cuò)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(cuò)配，但勞動(dòng)力市場(chǎng)供給依然存在著較為嚴(yán)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(duì)勞動(dòng)力錯(cuò)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(duì)滯后的市場(chǎng)化環(huán)境，使得雙向直接投資協(xié)同發(fā)展水平相對(duì)較低，可以改善本地區(qū)的勞動(dòng)力錯(cuò)配，而對(duì)于資本錯(cuò)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(duì)資源錯(cuò)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(guó)際直接投資的新發(fā)展趨勢(shì)、人均GDP水平的改變和中國(guó)對(duì)外開放戰(zhàn)略的特點(diǎn)，本文根據(jù)數(shù)據(jù)本身特點(diǎn)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(cuò)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(gè)數(shù)，門限效應(yīng)檢驗(yàn)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(gè)門限值(如表6所示)為pgdp=19821元，第二個(gè)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(gè)階段，并對(duì)每個(gè)階段進(jìn)行了系統(tǒng)GMM估計(jì)，以考察雙向直接投資協(xié)同發(fā)展階段的不同對(duì)中國(guó)資源錯(cuò)配的影響，估計(jì)結(jié)果如表7所示。

表5 門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表6 門限估計(jì)值

從表7的估計(jì)結(jié)果中我們可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)pgdp≤19821元時(shí)，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對(duì)資本錯(cuò)配和勞動(dòng)力錯(cuò)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(duì)中國(guó)整體的資源錯(cuò)配改善效果不明顯。這一研究結(jié)果與門限值19821元所對(duì)應(yīng)的雙向直接投資的發(fā)展階段相契合，2007年中國(guó)人均GDP為20494元。2003-2007年，中國(guó)對(duì)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(duì)中國(guó)資源錯(cuò)配的緩解作用還相當(dāng)有限。

表7 雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對(duì)資源錯(cuò)配的影響：分階段回歸

(續(xù)表7)

當(dāng)19821

當(dāng)pgdp>49542元時(shí)，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對(duì)資本錯(cuò)配和勞動(dòng)力錯(cuò)配的影響均顯著為負(fù)，這表明，該時(shí)期雙向直接投資協(xié)同發(fā)展可以有效地改善中國(guó)整體的資本和勞動(dòng)力錯(cuò)配。與這個(gè)時(shí)期相對(duì)應(yīng)的時(shí)間節(jié)點(diǎn)是2015年(2015年中國(guó)人均GDP的值為50237元)至今。伴隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)增速由高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)變?yōu)橹械退僭鲩L(zhǎng)，產(chǎn)能過剩，結(jié)構(gòu)性問題突出，為此，需要進(jìn)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(jìn)，雙向直接投資也進(jìn)入了一個(gè)新的更快的發(fā)展階段，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展也進(jìn)入了高度融合階段，因此，其對(duì)中國(guó)資本錯(cuò)配和勞動(dòng)力錯(cuò)配的改善效果也越來越明顯。

六、 傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)

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(cuò)配；通過提高勞動(dòng)力成本，緩解勞動(dòng)力錯(cuò)配。

為了驗(yàn)證這兩個(gè)傳導(dǎo)渠道的作用，本文對(duì)資本錯(cuò)配和勞動(dòng)力錯(cuò)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(duì)資源錯(cuò)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(cuò)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(dòng)力成本改善勞動(dòng)力錯(cuò)配的中介效應(yīng)。

估計(jì)結(jié)果如表8所示，其中，第(1)列是基于式(31)的估計(jì)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(jì)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(cuò)配。第(3)列是基于式(32)的估計(jì)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(cuò)配。第(4)列是基于式(33)的估計(jì)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(dòng)力成本，從而從第(5)列的回歸結(jié)果可知，勞動(dòng)力成本提高有利于勞動(dòng)力錯(cuò)配的改善。第(6)列是基于式(34)的估計(jì)結(jié)果，顯示雙向直接投資協(xié)同發(fā)展通過提高勞動(dòng)力成本改善勞動(dòng)力錯(cuò)配。因此，上述實(shí)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(dòng)力成本改善勞動(dòng)力錯(cuò)配。

表8 雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對(duì)資源錯(cuò)配的機(jī)制分析

七、 結(jié)論及啟示

改革開放四十多年來，隨著中國(guó)融入經(jīng)濟(jì)全球化和全球價(jià)值鏈的程度不斷加深，中國(guó)吸引的外商直接投資和對(duì)外直接投資均持續(xù)快速增長(zhǎng)。在此背景下，本文研究了雙向直接投資對(duì)中國(guó)資源錯(cuò)配的影響。具體是，利用2003-2018年中國(guó)省級(jí)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(yàn)?zāi)Ｐ停瑢?shí)證檢驗(yàn)了雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對(duì)中國(guó)資源錯(cuò)配的影響。從總體看：雙向直接投資協(xié)同發(fā)展會(huì)顯著降低中國(guó)資本錯(cuò)配和勞動(dòng)力錯(cuò)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(cuò)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(cuò)配，對(duì)勞動(dòng)力錯(cuò)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(dòng)力錯(cuò)配，但對(duì)資本錯(cuò)配的改善效果不明顯。同時(shí)，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展對(duì)中國(guó)資源錯(cuò)配的影響存在階段性特征：當(dāng)人均收入水平低于19821元(2007年以前)時(shí)，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展未對(duì)中國(guó)資源錯(cuò)配產(chǎn)生顯著影響；當(dāng)人均收入水平大于19821元小于49542元(2008-2014年)時(shí)，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展可以緩解資本錯(cuò)配，但對(duì)勞動(dòng)力錯(cuò)配的改善效果不明顯；當(dāng)人均收入水平大于49542元(2015年以后)時(shí)，雙向直接投資協(xié)同發(fā)展有利于改善資源錯(cuò)配。進(jìn)一步的作用機(jī)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(dòng)力成本，進(jìn)而緩解資本錯(cuò)配和勞動(dòng)力錯(cuò)配，提高經(jīng)濟(jì)效益。

當(dāng)下中國(guó)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(duì)外投資，發(fā)揮其優(yōu)化資源配置的作用，是進(jìn)一步擴(kuò)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(jiān)持吸引外資的基本開放戰(zhàn)略不動(dòng)搖，鼓勵(lì)本地企業(yè)在全球價(jià)值鏈的不同位置同外資企業(yè)進(jìn)行合作。通過跨國(guó)公司的技術(shù)溢出效應(yīng)來降低本地區(qū)的資源錯(cuò)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(shí)通過與外國(guó)跨國(guó)公司的合作與競(jìng)爭(zhēng)，本地企業(yè)能夠獲得對(duì)外投資的經(jīng)驗(yàn)和能力，從而開展對(duì)外直接投資，利用對(duì)外直接投資的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)改善國(guó)內(nèi)的資源錯(cuò)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(duì)外投資相關(guān)協(xié)調(diào)機(jī)制，在引導(dǎo)本地政府招商引資，提高資源配置效率的同時(shí)，鼓勵(lì)企業(yè)對(duì)外直接投資，參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)，依靠雙向直接投資的協(xié)同發(fā)展實(shí)現(xiàn)本地區(qū)資源優(yōu)化配置和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。