王有鑫 趙雅婧 周光召

(南開大學經(jīng)濟學院，天津300071)

一、引言

新新貿(mào)易理論主要是從企業(yè)異質(zhì)性角度出發(fā)研究出口貿(mào)易對企業(yè)和行業(yè)生產(chǎn)率的影響，盡管影響機制是多元的，但總的來說認為出口對生產(chǎn)率有利。Melitz(2003)運用動態(tài)產(chǎn)業(yè)分析方法，將企業(yè)生產(chǎn)率差異內(nèi)生到壟斷競爭模型中，從理論上證明了生產(chǎn)率高的企業(yè)將選擇出口，生產(chǎn)率低的企業(yè)選擇在國內(nèi)銷售，且在開展自由貿(mào)易后，市場份額會由非出口企業(yè)向出口企業(yè)轉(zhuǎn)移，促使行業(yè)平均生產(chǎn)率提高。Bernard et al.(2007)構(gòu)建了一個包括兩要素、兩部門和兩國家的國際貿(mào)易模型來研究企業(yè)異質(zhì)性的影響，發(fā)現(xiàn)自由貿(mào)易會提高所有國家和部門的關門生產(chǎn)率，尤其是對具有比較優(yōu)勢的部門來說。

關于出口與生產(chǎn)率之間關系的實證研究，國內(nèi)主要是從以下兩個方面進行的，一是驗證“出口自我選擇”假說的正確性(易靖韜，2009;唐宜紅、林發(fā)勤，2009);二是驗證“出口中學”假說的正確性(張杰，2009;馬述忠、鄭博文，2010)。但上述文獻主要是從水平關聯(lián)角度出發(fā)研究出口企業(yè)對非出口企業(yè)生產(chǎn)率的影響，通常利潤最大化的出口企業(yè)會阻止信息在同行業(yè)競爭者中傳播，但卻有一種激勵，將信息對國內(nèi)上游原材料供應者和下游客戶公開，因此企業(yè)的出口貿(mào)易對行業(yè)間生產(chǎn)率就有兩種影響:前向影響和后向影響，不少學者對此進行了實證研究。鄒武鷹等(2007)利用我國1996—2003年制造業(yè)部門對OECD國家的出口貿(mào)易數(shù)據(jù)實證檢驗了后向關聯(lián)效應，認為出口貿(mào)易有積極的后向溢出效應。陳媛媛和王海寧(2011)利用36個工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)也對此進行了實證檢驗，認為水平聯(lián)系能夠顯著促進生產(chǎn)率和技術進步，而垂直關聯(lián)效果不明顯。

從以上研究可知，目前從水平和垂直關聯(lián)角度研究出口貿(mào)易對生產(chǎn)率影響的文獻多是從行業(yè)角度出發(fā)的，并不是在新新貿(mào)易理論的框架下，而加入企業(yè)異質(zhì)性的貿(mào)易模型又沒有考慮行業(yè)間的垂直影響，尤其是對前向關聯(lián)研究少之又少。因此，為了全面分析企業(yè)出口貿(mào)易的技術溢出機制，本文通過構(gòu)建企業(yè)層面的水平和前后向生產(chǎn)鏈接變量考察出口貿(mào)易的技術溢出效應。

二、計量模型與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型設定

為考察企業(yè)出口貿(mào)易的水平和垂直關聯(lián)對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，借鑒Javorcik(2004)和陳琳、羅長遠(2011)的研究方法，設置如下計量模型:

下標i、j和t分別代表企業(yè)、行業(yè)和時間，α代表截距項，ε代表誤差項。TFP代表全要素生產(chǎn)率，用LP方法計算得到。Hor代表水平生產(chǎn)鏈接變量，Backward代表后向生產(chǎn)鏈接變量，F(xiàn)orward代表前向生產(chǎn)鏈接變量。C代表其他控制變量，主要包括:企業(yè)工人平均工資對數(shù)lnWage、企業(yè)規(guī)模Scale、企業(yè)存活時間Time以及出口虛擬變量Exdummy。企業(yè)數(shù)據(jù)來自于世界銀行2001年發(fā)布的“Competitiveness，Technology and Firm Linkages”調(diào)查問卷數(shù)據(jù)，經(jīng)過整理，最后樣本為882家企業(yè)。

(二)變量測度

1.出口貿(mào)易的水平生產(chǎn)鏈接變量

Horjt代表j行業(yè)在t年的出口參與度，反映企業(yè)出口貿(mào)易的水平聯(lián)系，即行業(yè)內(nèi)部關聯(lián)。用出口企業(yè)的銷售收入作為權(quán)重，計算公式為:

李承乾以嫡長子身份被立為皇太子后，唐太宗對次子魏王李泰卻偏愛有加，“承乾恐有廢立，甚忌之，泰亦負其材能，潛懷奪嫡之計。于是各樹朋黨，遂成釁隙”。隨著二人的矛盾加深，李承乾“召壯士左衛(wèi)副率封師進及刺客張師政、紇干承基，深禮賜之，令殺魏王泰，不克而止。尋與漢王元昌、兵部尚書侯君集、左屯衛(wèi)中郎將李安儼、洋州刺名趙節(jié)、駙馬都尉杜荷等謀反，將縱兵入西宮”。李承乾企圖謀反屬于謀大逆之罪，按律當誅。唐太宗因其為皇子而法外施恩，只是廢黜其太子之位貶至黔州，死后按照國公之禮安葬。

其中，Exportit表示j行業(yè)中i企業(yè)在t年的產(chǎn)品出口比例。

2.出口貿(mào)易的后向生產(chǎn)鏈接變量

Backwardjt代表企業(yè)出口貿(mào)易的后向生產(chǎn)率關聯(lián)指標，反映的是j行業(yè)產(chǎn)品在下游k行業(yè)出口企業(yè)中的參與度，衡量下游出口企業(yè)通過使用中間投入品對上游行業(yè)生產(chǎn)率的影響。計算公式如下:

αjk是直接消耗系數(shù)，來自與本研究時間最近的《2000年投入產(chǎn)出表》，表示j行業(yè)的投入在k行業(yè)產(chǎn)出中的比重。

3.出口貿(mào)易的前向生產(chǎn)鏈接變量

Forwardjt代表與企業(yè)出口貿(mào)易相關的前向生產(chǎn)率指標，反映的是j行業(yè)的中間投入品由上游m行業(yè)中出口企業(yè)提供的份額，衡量上游出口企業(yè)通過提供中間投入品對下游行業(yè)生產(chǎn)率的影響。計算公式如下:

其中，i為出口企業(yè)，δmj表示j行業(yè)從上游行業(yè)m中獲得的中間投入占其產(chǎn)出的比例，同樣來自《2000年投入產(chǎn)出表》。

三、實證結(jié)果分析

本文利用STATA11軟件對方程進行回歸。首先，通過控制變量個數(shù)對全體樣本進行回歸，具體結(jié)果見表1。然后，通過分區(qū)域和分所有制結(jié)構(gòu)對企業(yè)進行分組回歸，具體結(jié)果見表2。

(一)全部制造性企業(yè)回歸結(jié)果

表1中的模型1和2是對傳統(tǒng)OLS方法計算出來的全要素生產(chǎn)率的估計結(jié)果，模型3和4是對LP方法計算出來的全要素生產(chǎn)率的估計結(jié)果。模型4的回歸結(jié)果見表1。

表1 全部制造性企業(yè)回歸結(jié)果

1.出口貿(mào)易的水平關聯(lián)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響顯著。這與前面的結(jié)論一致，但是這一影響的系數(shù)較小，可能是因為我們考察的是靜態(tài)平衡面板數(shù)據(jù)，企業(yè)樣本中不包括那些被出口企業(yè)搶占了市場份額而被迫停止經(jīng)營的企業(yè)。這樣一來，出口貿(mào)易的動態(tài)水平效應就難以充分發(fā)揮出來，對全要素生產(chǎn)率的作用可能被低估。

2.出口貿(mào)易的前后向關聯(lián)都提升了行業(yè)間企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。尤其是后向關聯(lián)，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)高達6.3690，說明下游出口企業(yè)通過使用上游中間投入品，極大地帶動了上游企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。雖然前向關聯(lián)系數(shù)大于水平關聯(lián)，但與水平效應相比影響不明顯，是因為我國出口企業(yè)多從事加工貿(mào)易，生產(chǎn)制成品，對下游企業(yè)拉動作用有限。

3.人均工資系數(shù)在1%水平上顯著。人均工資提高主要從兩個方面對全要素生產(chǎn)率發(fā)生作用:第一，企業(yè)支付較高的工資，能夠吸引到較高層次的勞動者，隨著人力資本的提高，全要素生產(chǎn)率獲得提升，這種工資被稱為“效率工資”;第二，人均工資增加會加重企業(yè)成本負擔，尤其是對制造企業(yè)來說，勞動成本占很大比重。為了降低成本，企業(yè)不得不增加資本投入來替代勞動投入，人均資本的增加會提高全要素生產(chǎn)率。

4.企業(yè)規(guī)模系數(shù)為正，且在1%水平上顯著。規(guī)模較大的企業(yè)，有條件率先引進吸收先進的生產(chǎn)技術和管理經(jīng)驗，也有能力增加科研投入和創(chuàng)新資金，加大廣告宣傳力度和拓展營銷渠道，因而能夠促進生產(chǎn)率的提升。

5.企業(yè)存活時間與生產(chǎn)率負相關。這是因為企業(yè)存活時間長，進行改革和創(chuàng)新的機會成本大，會缺乏激勵進行改變，阻礙新機器設備和先進生產(chǎn)技術的普及應用，對生產(chǎn)率提高帶來不利影響。

6.出口虛擬變量系數(shù)為負，說明出口企業(yè)的初始全要素生產(chǎn)率低于非出口企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，生產(chǎn)率低的企業(yè)傾向于選擇出口，這與李春頂(2009)研究結(jié)果一致。

(二)分組回歸結(jié)果

不同區(qū)域和所有制的企業(yè)由于地理位置和產(chǎn)權(quán)屬性的差異，出口貿(mào)易的水平和垂直關聯(lián)對全要素生產(chǎn)率會產(chǎn)生不同影響。下面筆者利用LP方法對制造性企業(yè)進行分組回歸，結(jié)果見表2。

模型5和6是分地區(qū)回歸的結(jié)果。通過觀察，得出內(nèi)陸企業(yè)人均工資系數(shù)為負，說明在內(nèi)陸地區(qū)人均工資提高只是加劇了企業(yè)的成本負擔，并沒有帶動全要素生產(chǎn)率提高。這是由于勞動力向沿海地區(qū)轉(zhuǎn)移造成的，不是企業(yè)主動追求效率工資的結(jié)果。前向關聯(lián)對內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率不利，是由于運輸成本增加導致內(nèi)陸地區(qū)購買中間投入品成本過高，阻礙了生產(chǎn)率的提升。水平和垂直關聯(lián)對沿海企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響要高于內(nèi)陸企業(yè)，是因為出口企業(yè)大多位于東部沿海，而內(nèi)陸地區(qū)多為非出口企業(yè)，地理上的便利使出口貿(mào)易對沿海企業(yè)技術溢出效應更加明顯。

模型7和8是分所有制回歸的結(jié)果。結(jié)果表明國有企業(yè)的前向關聯(lián)系數(shù)為負，上游出口企業(yè)向國有企業(yè)提供中間投入品不僅沒有增加反而降低了國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，可能是因為國有企業(yè)管理者的尋租行為致使企業(yè)中間投入品價格過高，降低了國有企業(yè)的利潤，使國有企業(yè)生產(chǎn)率下降。另外，國有企業(yè)的水平和垂直效應都要低于非國有企業(yè)，除了尋租原因，還可能是因為國有企業(yè)特有的行政壟斷力帶來的超額利潤阻礙了企業(yè)創(chuàng)新積極性。當行業(yè)開放度提高時，競爭加劇會給國有企業(yè)帶來巨大沖擊。

四、結(jié)論及啟示

本文通過構(gòu)建前后向生產(chǎn)鏈接變量對企業(yè)出口貿(mào)易的技術溢出效應進行了研究。結(jié)果表明，出口貿(mào)易的水平和后向關聯(lián)能夠顯著提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，但前向關聯(lián)效果不明顯。通過對企業(yè)進一步分組討論，得出以下兩個結(jié)論:一是內(nèi)陸企業(yè)和國有企業(yè)的水平和垂直關聯(lián)效應要低于沿海企業(yè)和非國有企業(yè)，這主要歸因于地理位置的便利和產(chǎn)權(quán)的清晰界定。二是發(fā)現(xiàn)工資和規(guī)模經(jīng)濟提高對全要素生產(chǎn)率有利，企業(yè)存活時間長對全要素生產(chǎn)率不利。

基于此，本文提出如下政策建議:第一，對中間投入品行業(yè)實行出口補貼或退稅，使其更高程度地參與國際市場競爭，可帶動上下游企業(yè)生產(chǎn)率的提高。第二，加強內(nèi)陸地區(qū)的基礎設施建設和政策扶持力度，鼓勵內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)出口，充分發(fā)揮前后向技術溢出作用。第三，提高國有企業(yè)的市場競爭力，減少行政干預，促進國有企業(yè)生產(chǎn)率的提高。

［1］陳媛媛，王海寧.出口貿(mào)易、后向關聯(lián)與全要素生產(chǎn)率［J］.財貿(mào)研究，2011(1).

［2］李春頂，趙美英.出口貿(mào)易是否提高了我國企業(yè)的生產(chǎn)率?——基于中國2007年制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的檢驗［J］.財經(jīng)研究，2010(4).

［3］易靖韜.企業(yè)異質(zhì)性、市場進入成本、技術溢出效應與出口參與決定［J］.經(jīng)濟研究，2009(9).

［4］Melitz M.J.The Impact of Trade on Intra－Industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity［J］.Econometrica，2003，71:6，pp1695 －1725.