外商独资是否会提高企业生产率

刘 斌 傅欣璐

(对外经济贸易大学 中国WTO研究院，北京 100029)

一、引言

近年来，一些在华大型跨国公司纷纷转向独资化，有些如戴尔、联合利华在中国设立独资子公司，另外一些如宝洁、惠普通过并购增持股份等方式由合资控股转化为独资控股。根据中国商务部公布的1990—2017年FDI数据显示，1997年中国独资企业项目数已超过合资企业，2000年实际使用金额超过合资企业；至2017年，新批准设立的外商企业中，独资企业比例达到75.8%，在实际使用外资金额上，独资企业占比高达69.7%。这表明外商在华投资的独资化趋势已渐明朗。那么，外商在华企业为何偏好独资模式呢？

国际生产折衷论认为，企业跨国经营拥有所有权优势、内部化优势和区位优势时，对外直接投资将是最优选择(Dunning,1988)。在企业进行投资的初始阶段，由于合资企业更熟悉东道国市场环境，因此中外合资模式是外资企业进入中国市场的常见选择；而当企业适应东道国市场环境后，独资企业可以充分发挥内部技术、管理、知识等方面的所有权优势(刘兴亚 等,2009;阎海峰 等,2010;王进猛 等,2011)，从而可以进一步提高企业竞争力。正如诺贝尔经济学奖得主Paul Krugman有句名言所道那样:“生产率不是一切，但长久而言，它几乎就是一切”。在某种意义上，提高企业生产率是外资企业选择独资的主要原因之一。

随着中国外商投资准入政策的不断放宽，外资企业的独资行为在多数行业将会被“解禁”。2017年1月，国务院发布“吸引外资20条”的《关于扩大开放积极利用外资若干措施的通知》，内容包括进一步扩大服务业、制造业、采矿业等领域的外资准入；同年10月，中共十九大报告也表示外资企业同等享受“中国制造2025”等国家战略给予的政策倾斜。

基于此，本文研究外商独资行为对企业生产率的影响效应。这一研究不仅可以为外商企业的独资化行为提供理论依据，还为今后“负面清单”的调整提供经验证据，因此具有重要的理论价值和现实意义。本文的创新之处主要体现在以下两个方面：一是以半参数法测算1998—2007年中国工业企业微观数据，研究企业所有权与企业全要素生产率间关系，并利用反倾向得分匹配方法(Propensity Score Matching,PSM)排除企业自身特征与外部环境影响，以减小样本自选择偏误；二是验证独资企业是否利用技术优势、管理优势、营销优势提高了企业生产率，并进一步从地区、行业、企业入世前后等多重视角进行了拓展研究。

二、机制研究

外资企业会选择以独资或合资的形式进入东道国，这实质上是一种经济组织形式。而其中效率高的组织形式会逐步取代效率低的组织形式，并对未来出现的组织形式具有预见性(North et al.,1981)。一般外资企业的优势可以概括为如下几个方面：生产上的专门知识、出色的企业管理和营销、企业销售网络和商誉、交易成本优势(Aitken et al.,1999;Siripaisalpipat et al.,2000;Pfaffermayr et al.,2000)。其中，独资企业具有资本权力集中、决策高效等方面特点，在技术、管理、营销等方面竞争优势要胜于合资企业，并体现在企业全要素生产率方面。

(一)企业技术优势

企业技术优势主要包括三个方面。一是独资企业拥有技术先行优势，且技术外溢程度低。独资企业的核心技术来自于母公司，技术水平往往处于领先地位。相比之下，合资企业的技术来自外商转让，这些处于衰退期的企业技术竞争力较弱(Hennart et al.,2005;吕世生 等,2004;姚利民 等,2005)。跨国公司交易成本理论认为，不同进入模式成本源于不同治理结构(Williamson,1985)。合资企业涉及两个以上投资主体，拥有专有资产的一方为维护专有资产的完整产权，面临着更高的防卫成本，而独资企业由于不必担心技术外泄问题，则承担了较低的防卫成本(Rindfleish et al.,1997)。二是独资企业内部技术投入比例更高。独资企业仅有一方经营者，在资产投入尤其是研发投入上倾注比例更高(Woodcock et al.,1994)。与单纯的技术转让相比，独资企业更倾向于在内部使用新技术，以实现所有权优势的内部化，借此强化企业竞争力。三是独资企业的知识隐含性。企业进入方式依赖其有效开发与发展的能力，这一能力取决于知识的隐含性。企业知识的隐含性越强，知识越难于以交易的方式进行转移(Madhok,1998)。独资企业的知识隐含性高，企业选择独资形式这一控制交易程度较强的进入模式才能更有效地进行产品开发和技术创新，从而提高企业生产率。

(二)企业管理优势

企业管理优势包括两个方面。一是独资企业因掌握全部剩余控制权，可以极大程度地降低企业交易成本，进而实现企业效率最大化(Hart,1988)。资源理论认为，企业控制权实质上是企业对关键资源的控制能力。独资企业独立进行经营管理，掌握所有关键资源，可以避免契约内的机会主义行为，减少企业内部管理分歧和决策冲突，这有助于提高企业效率。而合资企业内部存在着合作方行为的不确定性以及内部成员因目标和利益差异引发的冲突，决策则依赖组织内的其它成员。二是独资企业业务运营具备灵活性。由于独资企业不存在组织内合作方，也就避免了双方谈判行为的出现，决策时需要相应顾及的因素较少。企业管理者可将企业目标、决策内容等方面信息直接传递至经营者或代理方，减少无效沟通或分歧所产生的沉没成本，这些有助于业务拓展灵活可控，从而大幅提升企业运行效率。

(三)企业营销优势

独资企业进驻东道国，面临文化、政治等方面差异性带来的软性阻碍，这使得营销方面的作用不可忽视。同时，独资企业技术水平领先，运行模式完善，如果充分利用营销优势，其效果将比采用技术创新方式要快速、明显。企业采用合适的营销策略可以提升企业价值与绩效(Srinivasan et al.,2009)，而企业营销投入主要分为销售投入和广告投入两个方面。在销售投入层面，独资企业通过把握消费市场趋势，增加销售投入，为市场提供与大众需求相匹配的产品，从而快速提高市场销售额，增加企业价值，推动企业生产率提升；在广告投入层面，其通过加深客户对产品印象的方式，提升其现阶段或者未来阶段的购买力，以此提高企业绩效，这既存在短效应，也存在长效应。此外，良性广告也可帮助企业树立良好的品牌形象，创造无形资产价值。但广告投入只是销售投入中的一部分，其推动作用相对销售投入要小。

三、现状分析

(一)外商独资化的趋势明显

随着中国市场的对外开放程度加深，外商企业越来越倾向于投资中国市场，而其中独资企业适应性强的特征凸显。如图1所示，1998年以来外商对华直接投资中独资企业的新设企业数与实际利用外资额均稳步上升，2000年开始独资企业实际利用外资金额超过合资企业实际利用外资金额，此后差距不断扩大，2017年两者间差额达616亿美元。合资企业入驻数目近年来处于滞缓状态，甚至越来越多的合资企业开始寻求单飞，并以购增持股份等方式提高企业外资占比，最终转化为外商完全独资。如戴尔1995年进入中国，由最初的直销模式转变为以中国为制造中心，随后开拓营销渠道，最后选择以独资形式管理中国市场。随着全球化的不断深化，外资企业在中国经济中逐步扮演不可或缺的角色。通过观察中国工业企业数据库数据可知，2003年外商独资企业总数超过合资企业总数，此后企业独资比例仍不断提高。外资企业比例由1998年的63.3%提升至2007年的75.4%，外商独资化的未来格局显得清晰明朗。

图1 1998—2017年新设外资企业数与实际利用外资额

图2 1998—2007年外资企业总数与独资比例

(二)企业全要素生产率与外资比例同步变化

随着外资比例的提高，企业全要素生产率与之同步发生变化。如图3所示，1998—2007年间外资比例与TFP呈现正向关系。而从不同分类来看，外资比例与TFP高低关系又存在差异。在地区层面，全要素生产率值与外资之间比例由高到底的依次是东部地区、中部地区、西部地区。在行业层面，资本密集型与劳动密集型企业的外资比例相近，但劳动密集型企业的TFP较高。

图3 1998—2007年TFP与外资比例

数据来源：中国工业企业数据库。

图4 不同企业分类下TFP与外资比例

数据来源：中国工业企业数据库。

注：外资比例为外商资本金(包括港澳台)/实收资本；Ln tfpop9为采用9.6%折旧率下OP方法的企业全要素生产率对数；Ln tfpop15为采用15%折旧率下OP方法的企业全要素生产率对数；图中TFP值为当年、该地区或该行业平均值。

四、计量模型的建立

(一)模型建立

根据上文典型化事实可以判断，企业全要素生产率的变化一定程度上与外资比例相关，在不同地区、年份、行业都可以初步证明这一点。为研究外资进入中国是否在独资状况下更加有利于企业生产率提高，本文控制企业异质性等因素对此问题进行考察，并设计以下普通回归模型：

Ln tfpit=γ0+γ1Foreignit+γ2Ln ageit+γ3Sizeit+γ4Ln alit+γ5Ln klit+

γ6Liquidit+δt+δa+δd+εit

(1)

其中，下标it代表第t年的i家企业；δt表示时间固定效应；δa表示地区固定效应；δd表示行业固定效应；εit为随机误差项。

但仅仅利用OLS方法，在估计过程中仍然可能存在遗漏变量与样本选择偏差问题。OLS回归方法通常假定有足够多的控制变量被控制，在此种假定的情况下，独资企业与合资企业带来的影响并不加以区分，因此结果存在不合理性。当两组企业特性不同，回归结果即为有偏的，仅依赖该方法无法解决本文研究面临的问题。

(2)

当控制合资企业中的某家企业i与独资企业中的某家企业j的可测变量取值尽可能相似(xi≈xj)时，可以对两者进行匹配。由于直接配对存在配对数目过多的情况，从而可能存在以下两种局限：一是处理组无法找到合适的对照组；二是配对数目太少，可能将产生不合适对照组。本文利用已有Rosenbaum et al.(1983、1985)提出的倾向得分匹配法，将事件选择转换为概率值，X控制条件下的企业i倾向性得分如下：

P(Xi)=Pr{solei=1|Xi}

(3)

利用得出的相似概率值p进行配对，P(Xi)≈P(Xj)。基于可忽略性假设，由于企业i与企业j进入处理组时概率相近，可以将yj作为y0i的替代，由此可以降低选择性偏差，因此处理组平均处理效应(ATT)为：

(4)

此外，需要注意的问题是满足倾向得分匹配的有效性，即满足以下两个方面前提条件：(1)条件独立性，即企业独资与否、企业全要素生产率和共同影响因素X是独立的；(2)共同支持条件，0

(二)变量说明

1.因变量

企业全要素生产率的测算方法以半参数法和参数法为主，常用方法包括传统的索洛残差法(谢千里 等,2008)、OP方法(张杰 等,2009;余淼杰,2010;Brandt et al.,2012)、LP方法(周黎安 等，2007)、随机边界方法(SFA)(刘小玄 等,2008)等。鲁晓东等(2012)基于多种测算方式进行对比发现，OP法等半参数方法能够较好地解决传统方法中存在的内生性和样本选择问题。OP法(Olley et al.,1996)假定企业根据当前企业生产效率状况做出投资决策，以企业的当期投资作为变量解决同时性偏差问题。相比传统C-D函数与固定效应计算方法，OP法计算的投资投入系数更高，劳动投入要素的系数更低；相比LP法(Levinsohn et al.,2003)，OP法测算的资本投入弹性数值略大，但劳动投入弹性数值大幅上升，因此TFP绝对值更为稳定(鲁晓东 等,2012)。综合考虑之下，为增强实证结果的可靠性与准确性，本文选择测算OP法下的企业全要素生产率值，并参考余淼杰(2010)、王杰等(2014)等的研究，取折旧率值为9.6%和15%，进而估算初始资本存量。

2.自变量与控制变量

基于本文的研究需要，本节引入两种度量方式测算的自变量：第一种度量方法运用外资比例(Foreign)计算外商资本金在实收资本中所占比例，并在OLS回归中作为自变量；第二种方法引入虚拟变量外商独资(Sole)，若为外商独资企业，则定义为1，否则为0，在PSM匹配中作为自变量。

本节选择的控制变量主要包括三类：

一是影响TFP的企业特征变量。(1)企业经营时间(Ln age)，企业周期理论认为，企业发展经历成长、成熟、衰退几个阶段，由于投入资本增加，通常企业在成长阶段技术创新迅速，企业生产率快速增长；而在成熟阶段之后，由于缺乏后续动力，企业生产率逐渐由平稳转为下降(周黎安,2007)。(2)企业规模(Size)，根据“熊彼特假说”可知，企业规模通常会影响企业技术水平或者消费者偏好，而中小企业往往创新动力不强，吸收外资的能力自然也较弱。(3)资产负债率(Ln al)，这是企业长期偿债能力的重要指标之一，负债水平会影响企业的财务费用、治理成本和利息支出(王进猛 等,2011)。(4)资本劳动比(Ln kl)反映了企业的资本密集度，也意味着生产要素在企业间的流动。通常情况下，资本密集度越高的企业越有进行技术创新的实力，劳动密集度更高的企业在人力资本方面占有优势。(5)资本流动性(Liquid)。外资企业入驻中国受到中国资本市场的融资约束影响，而这依赖内部融资渠道，因此，企业资本流动性会影响全要素生产率。

二是影响外资比例的变量。(1)研发强度(R&D)，以企业研发投入强度来体现外资企业技术优势。(2)管理费用(Control)，管理费用除以对应的四位代码行业管理费用加总可以得到。(3)销售费用比例(Market)，销售费用除以对应的四位代码行业销售费用加总可以得到。这一方式可以避免行业内生性的影响。(4)广告费用比例(Ad)，广告费用除以对应的四位代码行业广告费用加总可以得到。

三是影响TFP的其他因素。(1)时间变量(Year)，以年份为界定义。(2)地区变量(Middle、West)以常用分类方式将企业所属地域划分为东部、中部、西部三大地区。(3)行业变量，企业所属行业是否为资本密集行业(Capital)。

表1 相关变量定义

(三)数据说明

企业层面的数据通常采用中国上市公司数据库与中国工业数据库的数据。考虑到上市公司样本的特殊性和样本容量的缺陷，同时上市公司数据仅提供前十大股东的持股信息，而非全部股东的持股情况(这意味着在公司股权分散状况下难以正确估计公司整体的持股结构情况)，本文利用中国工业数据库的企业数据(郭于玮 等,2016)。该数据库所覆盖的企业总产值占中国工业总产值的90%以上，样本数量充足，且比上市公司数据更具有普遍性。

研究所使用的数据时间区间介于1998年到2007年之间，选择该时间段数据的主要原因在于：一是该数据从1998年开始收集，而且数据时间跨度涵盖2001年中国加入世界贸易组织前后，从而将中国外资政策制度前后变化影响考虑在内；二是2007年后的中国工业企业数据中缺失的外商资本金是本文所需的关键变量，因此数据截至2007年。在剔除总资产或固定资产净值缺失的观察值、不符合会计原则的样本、不满足规模以上的样本(即符合职工人数小于30人、主营业务收入少于500万元、固定资产年平均净值小于1000万元三个条件之一)后(谢千里 等,2008)，企业全样本数为2228725个，剔除缺失值后外资企业共385901个，样本涵盖外商投资企业、外商投资股份企业、港澳台投资企业、港澳台投资股份企业。

五、基准检验

本节对外资比例影响企业全要素生产率的关系进行初步判断，并建立外资企业控制组与对照组，通过反倾向得分匹配方法筛选样本，以加强检验结构的可靠性。并在下节就外资比例如何影响TFP的微观机制进行探讨。

(一)基准回归结果

表2的估计结果显示：不论是加入控制变量还是引入固定效应，外资比例提升对企业全要素生产率的影响显著为正。从控制变量的估计结果看，企业规模对TFP的影响均显著为正，规模越大的企业在发展过程抵抗外在冲击的能力越强，但相对外资比例影响要弱。而经营时间的作用呈现倒“U”形分布状态，这意味着企业起初较为稳定的经营有利于外资企业深入了解市场，但随着企业在东道国的发展，企业全要素生产率增速趋于稳定，企业绩效的改善空间也会逐渐变窄。资产负债率给TFP带来负面影响，而企业流动性却带来正面影响。之所以出现这一情况，这是由于企业固定资产过多，阻碍了资本的快速流动，从而降低了企业生产效率。

表2 初步回归结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号中为经过异方差稳健性标准误计算的t统计量；列(1)—(3)是因变量为Ln tfpop9时的回归结果，列(4)—(6)是因变量为Ln tfpop15时的回归结果。

(二)PSM匹配结果

在使用普通最小二乘法对外资比例进行回归后，如何进一步提高结果的稳健性是接下来实证的目的，这是因为：一方面，尽管本文选取三个方面的控制变量进行回归，但仅仅利用OLS方法仍然可能存在遗漏变量的问题，从而难以完全分离出导致企业全要素生产率变化的其它因素；另一方面，样本的选择偏差问题也依然存在。OLS回归方法通常假定有足够多的控制变量被控制，在此种假定下，独资企业与合资企业带来的影响并未得到区分，所得结果也存在不合理性，因此本文使用反事实匹配的方法，通过控制两组企业其它特性相同的方式，检验外商选择独资或合资是否影响企业全要素生产率，以增强结果的稳健性。

1.PSM基础匹配结果

由于使用中国工业企业数据库1998—2007年的企业数据，其中每一年数据库包含的企业样本均有差异，因此本文仅使用一般Probit模型按照1∶1最小距离进行匹配。同时，为排除样本量大小对系数的影响，研究过程中按照1∶3最小距离进行匹配，匹配后处理效应如表3所示。表3结果显示，1∶1匹配与1∶3匹配的处理效应以及差距相似。经过倾向得分匹配后，处理组的平均处理效应为6.57%，且T值在1%显著性水平下完全显著，解决自选择问题后独资企业与合资企业仍存在10%、3%的差距；基于处理组效应的差距变化为1.47%、0.41%，这表明外资比例不同的确会使企业全要素生产率出现显著差异。

Smith et al.(2005)认为，通过计算处理组企业与控制组企业基于各匹配变量的标准偏差(standardized bias),可以进行匹配平衡性检验。两组企业基于控制变量X的标准偏差为：

(5)

一般而言，标准偏差的绝对值小于20%，则可以认定为匹配是有效的(Rosenbaum et al.,1985)。本文的各匹配变量标准偏差的绝对值均小于20%，因此可以认为本文选取的匹配变量是合适的，配对结果是可信的。

2.剔除后限制性或禁止准入行业政策影响

为保护幼芽型产业与特殊性产业，中国政府通常对相关方向的外资企业设立限制性准入或禁止准入门槛。2002年，国家发改委与商务部实施《外商投资产业指导目录》，将限制类措施减少到75条，到2017年减少到63条，以鼓励外资企业入驻。为避免此前限制性准入与禁止准入行业对结果的影响，本节按2002年目录细项将该部分行业内的企业进行剔除，结果见表3。比对表3的剔除前与剔除后的PSM匹配结果发现，前后控制组与对照组间都存在差距，但剔除后差距稍有扩大，这意味着，排除这一政策影响后，独资企业与合资企业间样本匹配后的企业全要素生产率差别更为明显。这一结论有助于后续进行研究。

表3 外资企业基础匹配结果和剔除限制性/禁止准入影响后匹配结果

注：因篇幅限制，表中未报告匹配前处理效应。

(三)匹配后回归结果

以1∶1匹配后的样本进行回归分析，结果见表4。从中可知，外资比例对全要素生产率的影响仍为正，且系数有所增大。该结果也进一步证实:独资模式对企业全要素生产率的促进作用毋庸置疑。

表4 匹配后样本回归结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号中为经过异方差稳健性标准误计算的t统计量；列(1)—(3)是因变量为Ln tfpop9时的回归结果，列(4)—(6)是因变量为Ln tfpop15时的回归结果。

六、机制检验

本节加入企业所有权优势与外资比例的交互项，就独资企业是否通过技术(R&D)、内部管理(Control)、营销(Market、Ad)三大机制提升TFP展开实证检验，具体见表5。

表5 机制检验结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号中为经过异方差稳健性标准误计算的t统计量；列(1)—(4)是因变量为Ln tfpop9时的回归结果，列(5)—(8)是因变量为Ln tfpop15时的回归结果。

由表5可知，以两种不同测算方法下的TFP为因变量的回归结果发现，当企业选择独资模式时，研发投入相对企业销售收入越大，企业对技术研发也越重视，转化得到的企业生产率越高。独资企业的技术直接来源于公司总部，其技术水平领先市场平均水平，且独资模式下不存在内部技术转移的问题，技术防卫成本较低，增加研发投入会给企业带来比较可观的收益。当管理费用比例提高时，独资企业决策效率提升，执行也更加高效。独资企业由于掌握关键资源的全部剩余控制权，从而避免了可能因目标或利益不一致产生的分歧与冲突，而独资企业花费的相对管理费用越多，内部行动的效率也更加高效，决策质量也更高，最终企业绩效提升明显。独资企业销售费用率和广告费用率越高，即对市场销售越加重视，企业生产率受到销售带来的直接或间接的正向推动作用也越显著；但由于广告费用占比较低，产生的效果不及销售投入，这与此前的分析也相符合。另外，独资企业母公司通常发展较为成熟，技术创新也卓有成效，因此独资企业进驻东道国可以直接复制原有的技术模式。对企业而言，加大营销投入比发展技术在初期的效果要更加明显。综上分析，三大机制的正向效应均得到验证，而企业优势对TFP的促进作用大小则依次是销售优势、内部管理、技术优势、广告优势。这一结论为中国政府制定提高合资企业效率的举措提供了经验支撑。

七、扩展分析

(一)基于地区、行业的异质性检验

本节基于以上估计结果就不同地区与不同行业展开异质性检验，检验过程加入地区(Middle、West)、是否属于资本密集行业(Capital)等变量，具体变量含义已于前文详述。由表6可知，在地区层面，TFP提升效应程度依次是西部地区、中部地区、东部地区。这主要是由于东部地区经济较为发达，企业市场内竞争激烈，外商独资模式带来的生产率效应提升幅度有限，而中西部地区因独资企业较少，采用独资模式的TFP提升效果明显、迅速。在行业层面，资本密集型独资企业的全要素生产率更高，其主要原因是：资本密集型企业资本投资比例高，采用独资形式时，企业通过技术、内部管理、销售等机制可以实现高效的资本运作，TFP的提升效应显著。

表6 地区、行业的异质性检验

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号中为经过异方差稳健性标准误计算的t统计量；列(1)—(2)是因变量为Ln tfpop9时的回归结果，列(3)—(4)是因变量为Ln tfpop15时的回归结果。

(二)入世的影响

为消融亚洲金融危机带来的寒冰，1997年中国政府曾对《外商投资产业指导目录》进行第一次修订，对外资企业执行更加优惠的税收政策。2001年11月，中国成功加入世界贸易组织(WTO)。为促进中国对外贸易发展，2001年后中国对外商的引资政策发生变化，导致外商在华直接投资总量迅速增长。2002年4月，中国再次对《外商投资产业指导目录》进行相应修订，修订后的新目录积极鼓励外商来华投资，其中鼓励类条款由186条增加到262条，限制类条款由112条减少到75条，并允许外资参与国有企业改革。为观察入世产生的TFP效应变化，本节加入WTO变量，2001年前定义为0，2001年后定义为1。表7结果显示，在入世后，独资企业全要素生产率正向增长效应要更加明显。这是由于放宽外资准入政策，放松或取消股份比例限制，除少数资源性、战略性制造业领域外，大部分制造业领域都已允许设立外商独资企业，而且逐步取消广告、分销、租赁、货运代理等部分服务业的独资限制政策，最终相关制造业企业、服务业企业以及其上下游企业都可以从中获利。

表7 加入WTO前后的影响

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号中为经过异方差稳健性标准误计算的t统计量。

八、结论及政策建议

本文基于1998—2007年中国工业企业数据库中38万余家外资企业的数据，计量分析了外商独资与否对企业全要素生产率的影响，得出以下结论：首先，外资比例与企业全要素生产率间存在显著的正向关系。其次，独资企业的所有权优势传导机制得到证实，即当独资企业研发比例越高、内部管理强度越大、销售与广告投入比率越大时，TFP将得到相应提升。再次，外商独资企业的生产率提升效应在地区、行业方面都存在差异性：在地区异质性方面，TFP提升效应在西部地区最为明显；在行业异质性方面，TFP提升效应在资本密集型行业表现得最为显著。此外，在加入世界贸易组织后，外资企业的企业生产率提升效应也更加明显。

针对以上结论，本文提出如下政策建议：

(1)加快中国对外开放的步伐，完善外商投资环境，鼓励外资企业入驻中国，进一步缩减负面清单，促进内外资企业公平竞争。

(2)合理制定外资放宽准入政策，鼓励国内适度放松对敏感性行业企业管制，以引入优秀外商独资企业的方式带动中外合资企业、本土企业的联动发展，发挥独资企业的“沙丁鱼效应”。

(3)推动合资企业在国内高度限制性准入行业大力发展，充分利用本土区域优势，占领市场高地。

(4)东部地区相对发达，而中西部地区经济较落后，外资企业未来上升空间较大，政府可适当提高外资企业“入西”政策优惠，由独资企业带动民营企业发展，实现跨地域范围的联动效应。

(5)在华发展的独资企业应合理利用所有权优势，在进入市场初期，可以通过增加销售投入与广告投入迅速打开东道国市场，以此树立良好品牌形象；巩固市场地位后，提升研发费用率，重视企业内部管理，促使企业完成高质化转变。