陳曉華，劉 慧

（浙江理工大學 經(jīng)濟管理學院，浙江 杭州310018）

一、引言和文獻綜述

改革開放以來，中國經(jīng)濟的增長速度創(chuàng)造了世界經(jīng)濟增長領(lǐng)域的一大“奇跡”（Rodrik，2006），持續(xù)快速的經(jīng)濟增長逐漸成為了中國制造業(yè)技術(shù)復雜度演進的主要動力（Rodrik，2006；黃先海等，2010）。然而隨著改革開放的深入和世界經(jīng)濟形式的發(fā)展變化，中國經(jīng)濟增長出現(xiàn)了兩個新的瓶頸：一是經(jīng)濟增長與要素價格扭曲的矛盾日益突出，中國的要素市場改革長期滯后于經(jīng)濟發(fā)展水平（張杰等，2011），形成了明顯的要素價格扭曲格局，這種扭曲在部分區(qū)域和產(chǎn)業(yè)還呈現(xiàn)出日益嚴重的趨勢（簡澤，2011），這種矛盾不僅導致中國經(jīng)濟運行的低效率，還不斷地削弱經(jīng)濟增長的潛力和動力；二是外需疲軟，持續(xù)穩(wěn)健的外需一度是中國經(jīng)濟增長的助推器，然而金融危機過后，外需疲軟已經(jīng)成為了中國制造業(yè)不得不面對的困境，以2014年2月和3月為例，中國出口額同比分別下降了18.1%和6.6%。這兩大“瓶頸”對中國經(jīng)濟增長產(chǎn)生了深遠的影響，使得中國經(jīng)濟增長的效率和速度明顯下降。

這兩大“瓶頸”是否會對中國制造業(yè)技術(shù)復雜度動態(tài)演進產(chǎn)生沖擊呢？實現(xiàn)制造業(yè)技術(shù)復雜度快速升級是中國提升當前經(jīng)濟質(zhì)量的核心內(nèi)容和重要途徑，為此，研究要素價格扭曲和外需疲軟對中國制造業(yè)技術(shù)復雜度的影響，對中國制定技術(shù)趕超和經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變方面的政策具有重要的參考價值。那么已有研究對上述作用機制是如何解釋的呢？綜合要素價格扭曲、外需疲軟和技術(shù)復雜度三個領(lǐng)域的已有研究，可以發(fā)現(xiàn)其具有以下兩大特征：

一是要素價格扭曲與制造業(yè)技術(shù)復雜度方面的研究幾乎是平行的，但從看似平行的研究中可以推測出二者的關(guān)系。目前僅有蹤家峰、楊琦（2013）基于產(chǎn)業(yè)層面的數(shù)據(jù)就要素價格扭曲對技術(shù)復雜度的影響進行了研究，他們發(fā)現(xiàn)：要素價格扭曲會對制造業(yè)出口技術(shù)復雜度產(chǎn)生顯著的影響?；谝延械钠叫醒芯靠梢酝茢喑鲆貎r格扭曲會給技術(shù)復雜度演進帶來兩個方面的影響：一是制約效應，要素價格扭曲不僅會導致要素配置效率的下降（羅德明等，2011），還會打擊科技人員和研發(fā)資本的積極性（簡澤，2011），進而制約一國制造業(yè)技術(shù)復雜度的升級；二是促進效應，要素價格扭曲則意味著企業(yè)能夠以較低的價格獲得質(zhì)量相對較高的生產(chǎn)要素（Brandt等，2013），從而在一定程度上提高企業(yè)的獲利能力，這使得企業(yè)更有能力引進高技術(shù)和進行技術(shù)革新，進而提高企業(yè)產(chǎn)品的技術(shù)復雜度。

二是關(guān)于外需與制造業(yè)技術(shù)復雜度的研究較多（如Rodrik，2006；黃先海等，2010；劉慧等，2014），而考慮外需疲軟的研究不多，但能從外需研究中逆向推導出外需疲軟對技術(shù)復雜度的作用效應?；谝延醒芯靠芍?，外需疲軟會對制造業(yè)技術(shù)復雜度演進產(chǎn)生兩個方面的影響：一是“倒逼”效應，當外需疲軟時，企業(yè)會采取通過加大投資的形式提高現(xiàn)有產(chǎn)品的技術(shù)水平或介入技術(shù)含量更高的新產(chǎn)品以贏得市場，此時企業(yè)的產(chǎn)品技術(shù)復雜度會隨之提高；二是“鎖退”效應，當企業(yè)無能力介入高技術(shù)含量新產(chǎn)品或提高技術(shù)水平時，不得不被動接受外需疲軟而減產(chǎn)，甚至停產(chǎn)，此時企業(yè)獲利能力受限，企業(yè)改進技術(shù)復雜度的能力被“鎖定”，甚至出現(xiàn)抵押高技術(shù)資產(chǎn)引致技術(shù)復雜度“倒退”的現(xiàn)象。

已有研究為本文的展開奠定了扎實的基礎(chǔ)，但仍存在以下不足：一是要素價格扭曲和外需疲軟對技術(shù)復雜度的作用機制僅能通過推理實現(xiàn)，具體的經(jīng)驗研究相對較少；二是要素價格扭曲現(xiàn)有的測度方法多為宏觀產(chǎn)業(yè)層面的，缺乏微觀企業(yè)層面的測度方法；三是企業(yè)既是要素價格扭曲和外需疲軟的微觀承受者，也是技術(shù)復雜度升級戰(zhàn)略的執(zhí)行者，已有研究并未考慮企業(yè)異質(zhì)性特征，所得結(jié)論不一定能反映企業(yè)的微觀行為機制；四是外需疲軟與要素價格扭曲是我國制造業(yè)技術(shù)復雜度演進中所面臨的相對較新的外部特征，尚無學者就二者共存對中國制造業(yè)技術(shù)復雜度演進的作用機制進行經(jīng)驗分析。為彌補上述不足，本文基于企業(yè)異質(zhì)性理論的最新研究結(jié)論，在考慮企業(yè)要素投入的內(nèi)生性及不可觀測性特征的基礎(chǔ)上，構(gòu)建要素價格扭曲的新測度方法，進而基于企業(yè)異質(zhì)性視角，運用Heckman兩步法揭示要素價格扭曲和外需疲軟對制造業(yè)技術(shù)復雜度的微觀作用機制。

二、中國制造業(yè)要素價格扭曲與外需疲軟的特征分析：基于微觀企業(yè)視角

（一）數(shù)據(jù)的來源與處理

本文采用2000-2007年《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》的數(shù)據(jù)進行分析，該數(shù)據(jù)庫中2004年的“出口交貨值”缺失，考慮到外需是本文的核心解釋變量之一，本文借鑒劉慧等（2013）的研究將2004年數(shù)據(jù)剔除，并將樣本數(shù)據(jù)中的“明顯”異常值剔除。另外本文還將內(nèi)外資“統(tǒng)計差異”較大的產(chǎn)業(yè)剔除，如電器機械及器材制造業(yè)（統(tǒng)計起始時間不一致）和煙草制品產(chǎn)品（外資幾乎無統(tǒng)計數(shù)據(jù)），最終樣本行業(yè)有27個。①本文所采用的產(chǎn)業(yè)與劉慧等（2014）一文相同，具體請參照劉慧等（2014）一文。

（二）要素價格扭曲的測度與分析

借鑒Hsieh和Klenow（2009）和施炳展、冼國明（2012）的研究，本文借助C－D函數(shù)從微觀企業(yè)層面測度中國要素價格扭曲程度，具體生產(chǎn)函數(shù)如下：

其中，Y為企業(yè)的產(chǎn)出，用企業(yè)工業(yè)增加值表示；L為企業(yè)勞動投入，K為資本投入。此時，企業(yè)勞動和資本要素的邊際產(chǎn)出分別為：

由此，我們可以測算出要素的價格扭曲程度：

其中，r為資本的實際報酬，用利息率表示；w為勞動力的實際報酬，用工資表示；DK和DL分別為資本和勞動價格扭曲程度?？紤]到Levinsohn和Petrin（2003）提出的LP法不僅能夠處理變量間的內(nèi)生性，還能捕捉“零投資”樣本信息，本文采用LP法來測度α、β。實際測度中，不僅采用了Levinsohn和Petrin（2003）建議的企業(yè)中間投入變量，還納入企業(yè)財務(wù)及管理方面的信息作為識別不可觀測變量的代理變量。在測度出α和β的同時，本文測度出了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（TFP）。利息的測算我們參考施炳展、冼國明（2012）的做法，首先測算出企業(yè)利息支出與負債合計的比值，當該比值高于0.05時，將其設(shè)定為該企業(yè)的利率，當比值小于0.05或為空缺時，以各所有制企業(yè)歷年貸款的平均利率表示該企業(yè)利率。

圖1 2000－2007年勞動和資本價格扭曲程度的分布

由于數(shù)據(jù)樣本相對較大，“非明顯”異常樣本在初次篩選中并未完全剔除，使得部分企業(yè)的測度結(jié)果嚴重偏離要素價格扭曲實際，進而呈現(xiàn)出顯著的非正態(tài)特征（見圖1左一和左二）。我們在參照張瓊（2010）關(guān)于正態(tài)分布非線性估計研究結(jié)論的基礎(chǔ)上，采用正態(tài)分布去除“兩端異常極值”的方式刪除了測度結(jié)果中要素價格扭曲程度大于100和小于0.01的企業(yè)。圖1中右一和右二報告處理后的分布情況，可見處理后的數(shù)據(jù)更接近于正態(tài)分布，更符合大樣本數(shù)據(jù)的分布規(guī)律。另外考慮到新進入和退出的企業(yè)有著不同于普通企業(yè)的運行機制，可能會加劇或緩解企業(yè)的要素價格扭曲程度，進而影響測度結(jié)果的可靠性，我們將正態(tài)化處理后樣本中持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)（2000-2007年）作為研究對象。經(jīng)過上述篩選后的企業(yè)共有34 794家。

表1報告了中國制造業(yè)要素價格扭曲的測度結(jié)果，整體上看勞動和資本的價格扭曲程度均呈現(xiàn)出上升的趨勢，勞動價格扭曲程度從2000年的5.57提升到了2007年的6.18，資本價格扭曲程度從2000年的6.17提升到了2007年的7.52，資本價格扭曲的增幅大于勞動力。這一現(xiàn)象出現(xiàn)的原因可能在于：“民工荒”的持續(xù)出現(xiàn)一定程度上提高了勞動力的報酬，進而放緩了勞動力價格扭曲加大的步伐，另外中國持續(xù)采用投資推動經(jīng)濟增長的政策也在一定程度上加劇了資本價格扭曲程度。從存在價格扭曲企業(yè)的比重上看，有勞動力價格扭曲企業(yè)的比重（＞90%）明顯大于有資本價格扭曲企業(yè)的比重（＞60%），且多數(shù)制造業(yè)企業(yè)存在要素價格扭曲。從所有制上看，集體企業(yè)和私營企業(yè)的要素價格扭曲程度最高，其次是兩類外資企業(yè)，而扭曲程度最低的是國有企業(yè)。

（三）外需疲軟的測度與分析

大面積的外需疲軟出現(xiàn)在金融危機之后，國內(nèi)外學者對外需疲軟并未形成系統(tǒng)的測度方法，已有文獻多簡單采用本年度出口額與前一年度出口額對比的形式衡量外需疲軟。①外需疲軟領(lǐng)域?qū)ｉT的研究相對較少，大量的文獻為報道，且多采用本年度與上一年度對比度形式來分析外需疲軟，本文研究方法的優(yōu)點在于：有更強的識別力。如當?shù)谝荒昶髽I(yè)出口額為100萬，第二年出口額為80萬，第三年出口額為85萬時，采用簡單兩年對比的形式第三年不會被界定為外需疲軟，而實際上企業(yè)并未達到“完全開工”狀態(tài)，處于外需疲軟階段，而采用本文的測度方法則能有效地捕捉該信息。本文并未采用簡單對比的形式來判定外需疲軟，而以企業(yè)連續(xù)幾年的出口情況來判定企業(yè)的外需疲軟，具體為：企業(yè)當年出口額比2000年至上一年度中任何一年出口額少10%時，我們認定該企業(yè)為外需疲軟。

表1 2000－2007年要素價格扭曲程度的測度結(jié)果

圖2和圖3報告了2001-2007年中國制造業(yè)外需疲軟的判定結(jié)果，由圖2可知，2001-2007年間面臨外需疲軟壓力的企業(yè)數(shù)量呈現(xiàn)波動狀態(tài)，面臨外需疲軟的本土企業(yè)數(shù)量明顯大于非本土企業(yè)數(shù)量，且本土企業(yè)的曲線與整體層面的曲線幾乎平行，這在一定程度上表明：本土企業(yè)是我國外需疲軟的微觀承擔主體。由圖3可知面臨外需疲軟的資本密集型企業(yè)數(shù)量明顯高于勞動密集型企業(yè)，但勞動密集型企業(yè)面臨外需疲軟的比重明顯高于資本密集型企業(yè)，這在一定程度上表明：外需疲軟給勞動密集型企業(yè)帶來的沖擊面大于資本密集型企業(yè)。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因可能在于：我國勞動密集型產(chǎn)品的差異化程度低于資本密集型產(chǎn)品，在外需疲軟時更傾向于采取“競相壓價”的營銷措施，進而使得國際訂單被多數(shù)企業(yè)所分解，導致很多企業(yè)未能得到滿足自己產(chǎn)能的外部需求，從而出現(xiàn)較大面積的外需疲軟。

圖2 本土與非本土企業(yè)外需疲軟的判定結(jié)果

圖3 要素密集度異質(zhì)性企業(yè)外需疲軟的判定結(jié)果

三、模型的設(shè)定與變量的選擇

（一）模型的設(shè)定

由于無法直接觀測到企業(yè)的技術(shù)復雜度，本文借鑒林毅夫（2002）和康志勇（2013）的研究，采用間接推算法來衡量企業(yè)的技術(shù)復雜度。林毅夫（2002）認為在給定的要素稟賦條件下企業(yè)最優(yōu)的技術(shù)復雜度選擇函數(shù)為：為“比較優(yōu)勢零值曲線”的斜率，①T CI＊通過計量回歸的形式求得，具體推導請參照林毅夫（2002）和康志勇（2013）的研究。而企業(yè)的實際技術(shù)復雜度可以表示為TCIi＝（Ki／Li）／（K／L），其中Ki、Li、K和L分別表示企業(yè)層面的資本與勞動力和全國層面的資本與勞動力。當TCIi＞TCI＊時，可以認定企業(yè)為高技術(shù)復雜度企業(yè)，為此，被解釋變量（FZD）可以采取如下方式設(shè)置：當TCIi＞TCI＊時為1，否則為0。企業(yè)從0變?yōu)?，則表明該企業(yè)出現(xiàn)了技術(shù)復雜度升級（林毅夫，2002；康志勇，2013）。

比林毅夫（2002）和康志勇（2013）更進一步，本文作了如下改進：一是考慮到不同要素密集型制造業(yè)的最優(yōu)技術(shù)復雜度選擇存在較大的差異，我們將TCI和TCI＊中的國家層面資本與勞動力換成具體產(chǎn)業(yè)層面的資本與勞動力進行核算；二是本文采用的是微觀大樣本數(shù)據(jù)，微觀企業(yè)層面的勞動力流動性較高，進而使得企業(yè)的資本密集度很容易出現(xiàn)偏離“比較優(yōu)勢零值”的情況，本文提高門檻標準，以提高估計結(jié)果的可靠性，即當TCIi＞2TCI＊時，令被解釋變量（FZD）為1，否則為0。

上述方法還不能刻畫以下兩種現(xiàn)象：一是低技術(shù)企業(yè)以未突破2TCI＊的方式提升的技術(shù)復雜度；二是高于2TCI＊企業(yè)的技術(shù)復雜度升級。即該方法只能刻畫技術(shù)復雜度的“質(zhì)變”，不能很好地刻畫技術(shù)復雜度的“量變”。為此，采用上述被解釋變量進行估計可能存在“因非隨機選擇而產(chǎn)生的樣本選擇偏差”。而Heckman（1979）的選擇模型能有效地處理上述問題，為此，我們借鑒Heckman（1979）的研究，同時構(gòu)建“質(zhì)變方程”和“量變方程”來刻畫要素價格扭曲和外需疲軟對技術(shù)復雜度的影響。具體方程如下：

式（4）為“質(zhì)變方程”，式（5）為“量變方程”。其中，Zi（t-1）為企業(yè)所具備的異質(zhì)性特征，Φ（·）為概率密度函數(shù)，F(xiàn)ZD用來刻畫企業(yè)技術(shù)復雜度的“質(zhì)變”過程，TCI用來刻畫企業(yè)技術(shù)復雜度的“量變”過程。X是解釋變量，即要素價格扭曲及外需疲軟，W為其他控制變量。由于企業(yè)的技術(shù)復雜度升級可能存在“初始狀態(tài)依賴”，本文將技術(shù)復雜度高低的前一期狀態(tài)作為解釋變量置于本文的實證方程，結(jié)合趙偉、趙金亮（2011）的研究可知：該變量還能反映企業(yè)技術(shù)復雜度升級型探索的沉沒成本。另外為了緩解變量“共時性”可能引致的估計偏差，我們將所有的控制變量和解釋變量取滯后一期。最后在“質(zhì)變方程”中我們還進一步加入了企業(yè)所有制類型（type）、省級區(qū)域（region）、行業(yè)（ind）和年份（year）的虛擬變量，以提高估計結(jié)果的可靠性。②行業(yè)虛擬變量由二位碼制造業(yè)生成，所有制虛擬變量由三位碼企業(yè)所有制類型生成。

（二）變量的選擇

本文的被解釋變量為2000-2007年持續(xù)經(jīng)營企業(yè)的技術(shù)復雜度，核心解釋變量為要素價格扭曲和外需疲軟（EX），要素價格扭曲采用前文基于LP法的測度結(jié)果，外需疲軟基于前文的研究以虛擬變量的形式表示，當企業(yè)存在外需疲軟時，令EX為1，否則為0。

為了提高估計結(jié)果的可靠性，本文選擇了能反映企業(yè)技術(shù)復雜度升級異質(zhì)性特征的控制變量。具體有：（1）全要素生產(chǎn)率（TFP），TFP是刻畫企業(yè)異質(zhì)性的核心變量之一（趙偉、趙金亮，2011），本文采用前文基于修正后LP法的測度結(jié)果表示；（2）員工技能（WAGE），員工技能是企業(yè)技術(shù)復雜度演進的智力基礎(chǔ)，考慮到員工技能往往與工資成正比（趙偉、趙金亮，2011），我們采用企業(yè)員工平均工資的自然對數(shù)表示；（3）新產(chǎn)品（NEW），新產(chǎn)品不僅是企業(yè)技術(shù)復雜度高低的體現(xiàn)，也是企業(yè)實現(xiàn)技術(shù)復雜度升級的重要路徑，本文以虛擬變量形式表示，當企業(yè)有新產(chǎn)品推出時，令NEW為1，否則為0；（4）企業(yè)規(guī)模（SIZE），規(guī)模與企業(yè)的風險承受能力密切相關(guān)，規(guī)模越大的企業(yè)從事技術(shù)復雜度升級和趕超的能力往往越強，文中以企業(yè)固定資產(chǎn)的自然對數(shù)表示；（5）投入產(chǎn)出效率（MID），投入產(chǎn)出效率越高的企業(yè)，其盈利能力和技術(shù)復雜度提升能力越強。實證中用ln（工業(yè)增加值／中間投入＋1）表示；（6）補貼（SUB），補貼主要是用于反映政府優(yōu)惠型政策對企業(yè)技術(shù)復雜度升級的影響，以虛擬變量的形式表示，當企業(yè)獲得補貼時，令SUB為1，否則為0；（7）企業(yè)年齡（AGE），企業(yè)年齡是企業(yè)生存能力和市場經(jīng)驗的集中體現(xiàn)，本文以企業(yè)存在年齡的自然對數(shù)表示。

四、計量結(jié)果與分析

（一）兩倍門檻閥值條件下的估計結(jié)果與分析

本文首先以兩倍門檻值作為“質(zhì)變”閥值，就要素價格扭曲和外需疲軟對制造業(yè)技術(shù)復雜度的影響進行實證分析。表2和表3分別報告了不同所有制層面勞動和資本價格扭曲的估計結(jié)果，各層次回歸中Heckman兩步法的米勒系數(shù)均通過了至少5%的顯著性檢驗，可見樣本確實存在選擇性偏差的風險，為此，采用Heckman兩步法進行分析更為合理。

表2-3中解釋變量的估計結(jié)果表明：首先，勞動力價格扭曲在“量變”和“質(zhì)變”方程的估計結(jié)果中均顯著為正。這表明勞動價格扭曲不僅推動了我國制造業(yè)技術(shù)復雜度“量變”型升級，還能促進制造業(yè)技術(shù)復雜度“質(zhì)變趕超”型升級（躋身高技術(shù)復雜度企業(yè)），可見勞動力要素價格扭曲引致型的促進效應大于制約效應。其次，資本價格扭曲有利于促進我國非國有企業(yè)技術(shù)復雜度的“質(zhì)變”和“量變”型升級，但對國有企業(yè)的作用力不顯著，導致這一現(xiàn)象出現(xiàn)的原因可能在于：一方面，當前的代理機制降低了國有企業(yè)的經(jīng)營效率和技術(shù)敏感性（劉慧等，2013），使得資本價格低估對國有企業(yè)技術(shù)復雜度升級的作用力不明顯；另一方面，國有企業(yè)獲得資金的渠道遠優(yōu)于非國有企業(yè)，也在一定程度上降低了資本價格扭曲對其技術(shù)復雜度升級的影響。最后，外需疲軟不利于企業(yè)技術(shù)復雜度“量變”型升級（量變方程估計結(jié)果未通過10%的顯著性檢驗），也不利于公有制企業(yè)“質(zhì)變”型升級，卻有助于私營企業(yè)“質(zhì)變”型技術(shù)復雜度升級。可見，在外需疲軟情況下，私營企業(yè)往往傾向于采用“蛙跳型趕超”介入高端技術(shù)領(lǐng)域的方式贏得國際市場，而并非“漸進式”技術(shù)進步，即外需疲軟給私營企業(yè)帶來的“倒逼”效應大于“鎖退”效應。上述估計結(jié)果還表明：要素價格扭曲在一定程度上能沖淡外需疲軟帶來的負效應，二者對制造業(yè)技術(shù)復雜度的正向影響具有疊加特征。

綜合分析控制變量的估計結(jié)果還能得到以下發(fā)現(xiàn)：一是企業(yè)技術(shù)復雜度的前一期狀態(tài)對后一期狀態(tài)具有顯著的正效應（估計結(jié)果通過1%的顯著性檢驗）。這一結(jié)論從微觀層面證實了“企業(yè)技術(shù)初始依賴”理論的準確性，為該理論的發(fā)展提供了微觀的經(jīng)驗證據(jù)。結(jié)合企業(yè)異質(zhì)性理論的基本觀點，我們還能得到如下結(jié)論：企業(yè)進行技術(shù)復雜度升級型探索所付出的“沉沒成本”，有利于企業(yè)技術(shù)復雜度的升級和蛙跳，為此，應大力支持有能力的企業(yè)進行更高技術(shù)方面的研發(fā)和探索，以提高企業(yè)的技術(shù)復雜度。

二是企業(yè)全要素生產(chǎn)率的估計結(jié)果要么顯著為負，要么不顯著。這表明：全要素生產(chǎn)率提升未能有效促進制造業(yè)技術(shù)復雜度的深化，即在全要素生產(chǎn)率得以提升的條件下，企業(yè)會滿足于全要素生產(chǎn)率提升所帶來的利潤，而懶于采取技術(shù)革新型趕超策略，可見中國制造業(yè)企業(yè)存在一定的“技術(shù)復雜度革新惰性”。“技術(shù)復雜度革新惰性”在企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗（年齡）的估計結(jié)果中得到了印證，該變量在所有的估計方程中也顯著為負（通過至少1%的顯著性檢驗），即市場經(jīng)驗越豐富的企業(yè)越懶于進行技術(shù)復雜度升級與趕超。

表2 兩倍門檻閥值條件下不同所有制的估計結(jié)果：資本價格扭曲

表3 兩倍門檻閥值條件下不同所有制的估計結(jié)果：勞動力價格扭曲

續(xù)表3 兩倍門檻閥值條件下不同所有制的估計結(jié)果：勞動力價格扭曲

三是新產(chǎn)品有效地促進了私營企業(yè)和港、澳、臺企業(yè)技術(shù)復雜度的升級，對國有企業(yè)表現(xiàn)出顯著的負效應，而對外資企業(yè)和集體企業(yè)的作用力不明顯。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因可能在于：首先，私營企業(yè)和港、澳、臺企業(yè)新產(chǎn)品的競爭力往往高于老產(chǎn)品，使其獲利能力和高技術(shù)資產(chǎn)購買能力得到改善，進而推動了自身技術(shù)復雜度的提升；其次，外資企業(yè)的新產(chǎn)品決策由國外母公司的發(fā)展戰(zhàn)略外生決定（劉慧等，2013），從而使得新產(chǎn)品對其技術(shù)復雜度的影響不敏感；最后，因局部壟斷和不當代理等原因，公有制企業(yè)對有效市場需求的捕捉能力不強，這不僅會降低其新產(chǎn)品的市場認可度，還可能導致新產(chǎn)品的銷售收入難以彌補其大量研發(fā)投入，進而使得新產(chǎn)品對其技術(shù)復雜度的作用力不明顯，甚至表現(xiàn)為負作用。

表4 三倍門檻閥值條件下不同所有制的估計結(jié)果：資本價格扭曲

續(xù)表4 三倍門檻閥值條件下不同所有制的估計結(jié)果：資本價格扭曲

四是員工技能的提升和企業(yè)規(guī)模的擴大均有助于企業(yè)技術(shù)復雜度“量變”和“質(zhì)變”型升級，為此，應鼓勵企業(yè)多進行員工技能培訓和固定資產(chǎn)投資，以加快我國企業(yè)技術(shù)復雜度升級和趕超的速度。生產(chǎn)性補貼的估計結(jié)果要么顯著為負，要么不顯著，這表明現(xiàn)有的補貼制度未能有效地促進企業(yè)進行技術(shù)復雜度升級。導致這一現(xiàn)象的原因可能在于，補貼的增加意味著企業(yè)在未改進技術(shù)的條件下獲得更高的利潤，從而在一定程度上降低了企業(yè)進行技術(shù)復雜度革新的動力，增強了企業(yè)的“技術(shù)復雜度革新惰性”。另外投入產(chǎn)出效率的估計結(jié)果顯示，投入產(chǎn)出效率的提升能有效地促進本土企業(yè)和港、澳、臺合資企業(yè)技術(shù)復雜度的升級，但對其他類型外資企業(yè)的作用力并不顯著，這或許在一定程度上表明，港、澳、臺合資企業(yè)的本土化融合程度高于其他類型的外資企業(yè)。

表5 Tobit估計和工具變量2SLS估計的單邊穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

續(xù)表5 Tobit估計和工具變量2SLS估計的單邊穩(wěn)健型檢驗結(jié)果

（二）三倍門檻閥值條件下的實證估計：兼顧范圍調(diào)整型穩(wěn)健性檢驗

本部分通過將質(zhì)變從兩倍門檻提升到三倍的形式，就要素價格扭曲和外需疲軟對制造業(yè)技術(shù)復雜度的影響再次進行實證分析。表4報告了三倍門檻條件下資本價格扭曲和外需疲軟的影響效應。對比表2和表4可知，各個變量的預期符號與顯著性幾乎相同，三倍門檻條件下勞動價格扭曲的估計結(jié)果（限于篇幅此處不再給出）與表3較為相似。由此可以得到如下結(jié)論：首先，偏離“比較優(yōu)勢零值”較近企業(yè)與偏離“比較優(yōu)勢零值”較遠企業(yè)的技術(shù)復雜度“量變”和“質(zhì)變”型升級的機制較為相似；其次，要素價格扭曲和外需疲軟對相同所有制企業(yè)技術(shù)復雜度的作用機制不隨企業(yè)技術(shù)復雜度的高低而變化；最后，調(diào)整門檻閥值對估計結(jié)果影響不大，前文表2和表3的估計結(jié)果是相對穩(wěn)健的。

（三）Tobit估計和工具變量2SLS估計的單邊穩(wěn)健性檢驗

前文運用Heckman選擇模型從微觀層面揭示了要素價格扭曲和外需疲軟對我國制造業(yè)技術(shù)復雜度演進的作用機制。考慮到Heckman選擇模型的“質(zhì)變方程”和“量變方程”分別為Probit模型和面板數(shù)據(jù)模型，我們進一步采用Tobit模型和工具變量2SLS估計模型分別對Heckman選擇模型中的Probit估計和面板數(shù)據(jù)模型進行單邊穩(wěn)健性檢驗。表5報告了資本要素價格扭曲的單邊穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，對比表2和表5可知：Tobit及工具變量2SLS的估計結(jié)果在預期符號和顯著性方面與Heckman估計結(jié)果頗為接近，這進一步證實了前文的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。勞動要素價格扭曲得到了相似的估計結(jié)果，限于篇幅，此處不再贅述。

五、結(jié)論與啟示

本文基于企業(yè)異質(zhì)性理論的最新研究，構(gòu)建了一個能夠有效處理“內(nèi)生性”和“零投入”樣本的要素價格扭曲的微觀測度方法，在測度出企業(yè)資本和勞動要素價格扭曲的基礎(chǔ)上，運用Heckman兩步法選擇模型，從“質(zhì)變”和“量變”型升級視角與“兩倍門檻”和“三倍門檻”層面就要素價格扭曲和外需疲軟對中國制造業(yè)技術(shù)復雜度動態(tài)演進的影響進行了實證分析，得到的結(jié)論與啟示主要有：

一是中國制造業(yè)要素價格扭曲有一定的加劇傾向，但加劇進程明顯放緩。要素價格扭曲是市場資源錯配出現(xiàn)的一個重要誘因（羅德明等，2011），其將導致資源處于低效率使用的狀態(tài)。要素價格扭曲加劇進程的放緩表明：2000-2007年的市場化改革取得了一定的成效，但并未從根本上扭轉(zhuǎn)要素價格扭曲和資源配置效率趨于惡化的趨勢。為此，有必要加大市場化改革力度，更好地發(fā)揮市場導向在要素配置中的作用，促使中國要素使用效率不斷向帕累托最優(yōu)狀態(tài)收斂。

二是要素價格扭曲已經(jīng)成為中國企業(yè)技術(shù)復雜度升級和趕超的“助推型資源”。雖然勞動力價格扭曲和資本價格扭曲對技術(shù)復雜度動態(tài)演進的推力不盡相同，但兩種扭曲的加劇不僅能有效地推動中國企業(yè)技術(shù)復雜度升級，還能在一定程度上彌補外需疲軟給制造業(yè)技術(shù)復雜度升級帶來的負效應。企業(yè)技術(shù)復雜度升級長期依賴于要素價格扭曲的一個直接后果是造成大量資源浪費，侵蝕經(jīng)濟的長期發(fā)展?jié)摿?。為此，應采取完善要素市場價格體系和矯正企業(yè)技術(shù)復雜度演進“動力體系”的雙管齊下策略，以降低企業(yè)對要素價格扭曲型“助推力”的依賴，使我國制造業(yè)逐漸形成技術(shù)復雜度升級和要素配置效率互促型升級機制。

三是外需疲軟會改變本土企業(yè)技術(shù)復雜度升級的原有“軌跡”，對外資企業(yè)“升級軌跡”的影響不明顯。外需疲軟對各種所有制企業(yè)技術(shù)復雜度量變型升級的作用力并不明顯，但會促使低技術(shù)復雜度私營企業(yè)“蛙跳”為高技術(shù)復雜度企業(yè)，也會使得高技術(shù)復雜度公有制企業(yè)“跌出”高技術(shù)復雜度門檻，“淪為”低技術(shù)復雜度企業(yè)，這表明私營企業(yè)應對外需疲軟的機制和能力優(yōu)于公有制企業(yè)。為此，有必要重新審視和修正公有制企業(yè)應對外需疲軟的機制和策略，以促使公有制企業(yè)更為科學地應對外需疲軟，另外應構(gòu)建更為完善的公私企業(yè)合作機制，以使得私營企業(yè)的應對經(jīng)驗能有效地傳播到公有制企業(yè)。

四是“技術(shù)復雜度革新惰性”已經(jīng)成為我國制造業(yè)技術(shù)復雜度升級過程中不得不面對的難題。兩倍門檻和三倍門檻的實證結(jié)果顯示，全要素生產(chǎn)率均未對技術(shù)復雜度表現(xiàn)出顯著的正效應，即各種所有制企業(yè)普遍存在“技術(shù)復雜度革新惰性”，企業(yè)市場經(jīng)驗（年齡）的估計結(jié)果也印證了上述觀點。經(jīng)驗豐富和高全要素生產(chǎn)率的企業(yè)往往是其他企業(yè)學習和模仿的“典范”，其所具備的“惰性”很容易降低同行業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的積極性，從而不利于中國經(jīng)濟增長質(zhì)量的提升。為此，應積極鼓勵和支持“典范”型企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)復雜度趕超，使其更好地發(fā)揮行業(yè)“引領(lǐng)”功能，加快制造業(yè)增長方式整體性轉(zhuǎn)變步伐。

五是人力資本和物質(zhì)資本是我國制造業(yè)技術(shù)復雜度升級和趕超的核心動力，補貼未能有效地促進中國制造業(yè)技術(shù)復雜度的升級與趕超。員工技能和企業(yè)規(guī)模在不同所有制企業(yè)中的估計結(jié)果均顯著為正，這一結(jié)論與陳曉華、黃先海（2011）省級區(qū)域?qū)用娴墓烙嫿Y(jié)論是一致的，即二者為中國制造業(yè)技術(shù)復雜度升級與趕超的核心動力。對比本文與已有研究（如施炳展，2012）關(guān)于補貼的研究結(jié)論可知，我國的補貼具備了數(shù)量提升功能，對制造業(yè)技術(shù)內(nèi)涵的提升卻無能為力。這一情況明顯違背了政府進行補貼的初衷，為此，政府應在反思現(xiàn)有補貼政策的基礎(chǔ)上，給予技術(shù)內(nèi)涵提升型企業(yè)更多的補貼，使得補貼同時發(fā)揮“量”和“質(zhì)”的功能，以扭轉(zhuǎn)補貼在企業(yè)技術(shù)內(nèi)涵提升中無所作為的不利局面。

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