陳曉華，劉 慧

（浙江理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江 杭州310018）

一、引言和文獻(xiàn)綜述

改革開放以來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)速度創(chuàng)造了世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)領(lǐng)域的一大“奇跡”（Rodrik，2006），持續(xù)快速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)逐漸成為了中國(guó)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度演進(jìn)的主要?jiǎng)恿Γ≧odrik，2006；黃先海等，2010）。然而隨著改革開放的深入和世界經(jīng)濟(jì)形式的發(fā)展變化，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)出現(xiàn)了兩個(gè)新的瓶頸：一是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與要素價(jià)格扭曲的矛盾日益突出，中國(guó)的要素市場(chǎng)改革長(zhǎng)期滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（張杰等，2011），形成了明顯的要素價(jià)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(yán)重的趨勢(shì)（簡(jiǎn)澤，2011），這種矛盾不僅導(dǎo)致中國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的低效率，還不斷地削弱經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的潛力和動(dòng)力；二是外需疲軟，持續(xù)穩(wěn)健的外需一度是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的助推器，然而金融危機(jī)過后，外需疲軟已經(jīng)成為了中國(guó)制造業(yè)不得不面對(duì)的困境，以2014年2月和3月為例，中國(guó)出口額同比分別下降了18.1%和6.6%。這兩大“瓶頸”對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響，使得中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率和速度明顯下降。

這兩大“瓶頸”是否會(huì)對(duì)中國(guó)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度動(dòng)態(tài)演進(jìn)產(chǎn)生沖擊呢？實(shí)現(xiàn)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度快速升級(jí)是中國(guó)提升當(dāng)前經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的核心內(nèi)容和重要途徑，為此，研究要素價(jià)格扭曲和外需疲軟對(duì)中國(guó)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的影響，對(duì)中國(guó)制定技術(shù)趕超和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變方面的政策具有重要的參考價(jià)值。那么已有研究對(duì)上述作用機(jī)制是如何解釋的呢？綜合要素價(jià)格扭曲、外需疲軟和技術(shù)復(fù)雜度三個(gè)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(jià)格扭曲與制造業(yè)技術(shù)復(fù)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(cè)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(jià)格扭曲對(duì)技術(shù)復(fù)雜度的影響進(jìn)行了研究，他們發(fā)現(xiàn)：要素價(jià)格扭曲會(huì)對(duì)制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)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(jià)格扭曲會(huì)給技術(shù)復(fù)雜度演進(jìn)帶來兩個(gè)方面的影響：一是制約效應(yīng)，要素價(jià)格扭曲不僅會(huì)導(dǎo)致要素配置效率的下降（羅德明等，2011），還會(huì)打擊科技人員和研發(fā)資本的積極性（簡(jiǎn)澤，2011），進(jìn)而制約一國(guó)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的升級(jí)；二是促進(jìn)效應(yīng)，要素價(jià)格扭曲則意味著企業(yè)能夠以較低的價(jià)格獲得質(zhì)量相對(duì)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(jìn)高技術(shù)和進(jìn)行技術(shù)革新，進(jìn)而提高企業(yè)產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度。

二是關(guān)于外需與制造業(yè)技術(shù)復(fù)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(dǎo)出外需疲軟對(duì)技術(shù)復(fù)雜度的作用效應(yīng)?；谝延醒芯靠芍?，外需疲軟會(huì)對(duì)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度演進(jìn)產(chǎn)生兩個(gè)方面的影響：一是“倒逼”效應(yīng)，當(dāng)外需疲軟時(shí)，企業(yè)會(huì)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(chǎng)，此時(shí)企業(yè)的產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度會(huì)隨之提高；二是“鎖退”效應(yīng)，當(dāng)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(shí)，不得不被動(dòng)接受外需疲軟而減產(chǎn)，甚至停產(chǎn)，此時(shí)企業(yè)獲利能力受限，企業(yè)改進(jìn)技術(shù)復(fù)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(fù)雜度“倒退”的現(xiàn)象。

已有研究為本文的展開奠定了扎實(shí)的基礎(chǔ)，但仍存在以下不足：一是要素價(jià)格扭曲和外需疲軟對(duì)技術(shù)復(fù)雜度的作用機(jī)制僅能通過推理實(shí)現(xiàn)，具體的經(jīng)驗(yàn)研究相對(duì)較少；二是要素價(jià)格扭曲現(xiàn)有的測(cè)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(cè)度方法；三是企業(yè)既是要素價(jià)格扭曲和外需疲軟的微觀承受者，也是技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)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(jī)制；四是外需疲軟與要素價(jià)格扭曲是我國(guó)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度演進(jìn)中所面臨的相對(duì)較新的外部特征，尚無學(xué)者就二者共存對(duì)中國(guó)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度演進(jìn)的作用機(jī)制進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析。為彌補(bǔ)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(cè)性特征的基礎(chǔ)上，構(gòu)建要素價(jià)格扭曲的新測(cè)度方法，進(jìn)而基于企業(yè)異質(zhì)性視角，運(yùn)用Heckman兩步法揭示要素價(jià)格扭曲和外需疲軟對(duì)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的微觀作用機(jī)制。

二、中國(guó)制造業(yè)要素價(jià)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(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》的數(shù)據(jù)進(jìn)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(jì)差異”較大的產(chǎn)業(yè)剔除，如電器機(jī)械及器材制造業(yè)（統(tǒng)計(jì)起始時(shí)間不一致）和煙草制品產(chǎn)品（外資幾乎無統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)），最終樣本行業(yè)有27個(gè)。①本文所采用的產(chǎn)業(yè)與劉慧等（2014）一文相同，具體請(qǐng)參照劉慧等（2014）一文。

（二）要素價(jià)格扭曲的測(cè)度與分析

借鑒Hsieh和Klenow（2009）和施炳展、冼國(guó)明（2012）的研究，本文借助C－D函數(shù)從微觀企業(yè)層面測(cè)度中國(guó)要素價(jià)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(dòng)投入，K為資本投入。此時(shí)，企業(yè)勞動(dòng)和資本要素的邊際產(chǎn)出分別為：

由此，我們可以測(cè)算出要素的價(jià)格扭曲程度：

其中，r為資本的實(shí)際報(bào)酬，用利息率表示；w為勞動(dòng)力的實(shí)際報(bào)酬，用工資表示；DK和DL分別為資本和勞動(dòng)價(jià)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(cè)度α、β。實(shí)際測(cè)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(cái)務(wù)及管理方面的信息作為識(shí)別不可觀測(cè)變量的代理變量。在測(cè)度出α和β的同時(shí)，本文測(cè)度出了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（TFP）。利息的測(cè)算我們參考施炳展、冼國(guó)明（2012）的做法，首先測(cè)算出企業(yè)利息支出與負(fù)債合計(jì)的比值，當(dāng)該比值高于0.05時(shí)，將其設(shè)定為該企業(yè)的利率，當(dāng)比值小于0.05或?yàn)榭杖睍r(shí)，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(dòng)和資本價(jià)格扭曲程度的分布

由于數(shù)據(jù)樣本相對(duì)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(cè)度結(jié)果嚴(yán)重偏離要素價(jià)格扭曲實(shí)際，進(jìn)而呈現(xiàn)出顯著的非正態(tài)特征（見圖1左一和左二）。我們?cè)趨⒄諒埈偅?010）關(guān)于正態(tài)分布非線性估計(jì)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(cè)度結(jié)果中要素價(jià)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(bào)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(jìn)入和退出的企業(yè)有著不同于普通企業(yè)的運(yùn)行機(jī)制，可能會(huì)加劇或緩解企業(yè)的要素價(jià)格扭曲程度，進(jìn)而影響測(cè)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(yíng)的企業(yè)（2000-2007年）作為研究對(duì)象。經(jīng)過上述篩選后的企業(yè)共有34 794家。

表1報(bào)告了中國(guó)制造業(yè)要素價(jià)格扭曲的測(cè)度結(jié)果，整體上看勞動(dòng)和資本的價(jià)格扭曲程度均呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)，勞動(dòng)價(jià)格扭曲程度從2000年的5.57提升到了2007年的6.18，資本價(jià)格扭曲程度從2000年的6.17提升到了2007年的7.52，資本價(jià)格扭曲的增幅大于勞動(dòng)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(dòng)力的報(bào)酬，進(jìn)而放緩了勞動(dòng)力價(jià)格扭曲加大的步伐，另外中國(guó)持續(xù)采用投資推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政策也在一定程度上加劇了資本價(jià)格扭曲程度。從存在價(jià)格扭曲企業(yè)的比重上看，有勞動(dòng)力價(jià)格扭曲企業(yè)的比重（＞90%）明顯大于有資本價(jià)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(jià)格扭曲。從所有制上看，集體企業(yè)和私營(yíng)企業(yè)的要素價(jià)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(guó)有企業(yè)。

（三）外需疲軟的測(cè)度與分析

大面積的外需疲軟出現(xiàn)在金融危機(jī)之后，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)外需疲軟并未形成系統(tǒng)的測(cè)度方法，已有文獻(xiàn)多簡(jiǎn)單采用本年度出口額與前一年度出口額對(duì)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(duì)較少，大量的文獻(xiàn)為報(bào)道，且多采用本年度與上一年度對(duì)比度形式來分析外需疲軟，本文研究方法的優(yōu)點(diǎn)在于：有更強(qiáng)的識(shí)別力。如當(dāng)?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(shí)，采用簡(jiǎn)單兩年對(duì)比的形式第三年不會(huì)被界定為外需疲軟，而實(shí)際上企業(yè)并未達(dá)到“完全開工”狀態(tài)，處于外需疲軟階段，而采用本文的測(cè)度方法則能有效地捕捉該信息。本文并未采用簡(jiǎn)單對(duì)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(dāng)年出口額比2000年至上一年度中任何一年出口額少10%時(shí)，我們認(rèn)定該企業(yè)為外需疲軟。

表1 2000－2007年要素價(jià)格扭曲程度的測(cè)度結(jié)果

圖2和圖3報(bào)告了2001-2007年中國(guó)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(dòng)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(guó)外需疲軟的微觀承擔(dān)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(dòng)密集型企業(yè)，但勞動(dòng)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(dòng)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(guó)勞動(dòng)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(shí)更傾向于采取“競(jìng)相壓價(jià)”的營(yíng)銷措施，進(jìn)而使得國(guó)際訂單被多數(shù)企業(yè)所分解，導(dǎo)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(cè)到企業(yè)的技術(shù)復(fù)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(fù)雜度。林毅夫（2002）認(rèn)為在給定的要素稟賦條件下企業(yè)最優(yōu)的技術(shù)復(fù)雜度選擇函數(shù)為：為“比較優(yōu)勢(shì)零值曲線”的斜率，①T CI＊通過計(jì)量回歸的形式求得，具體推導(dǎo)請(qǐng)參照林毅夫（2002）和康志勇（2013）的研究。而企業(yè)的實(shí)際技術(shù)復(fù)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(dòng)力和全國(guó)層面的資本與勞動(dòng)力。當(dāng)TCIi＞TCI＊時(shí)，可以認(rèn)定企業(yè)為高技術(shù)復(fù)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(dāng)TCIi＞TCI＊時(shí)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(fù)雜度升級(jí)（林毅夫，2002；康志勇，2013）。

比林毅夫（2002）和康志勇（2013）更進(jìn)一步，本文作了如下改進(jìn)：一是考慮到不同要素密集型制造業(yè)的最優(yōu)技術(shù)復(fù)雜度選擇存在較大的差異，我們將TCI和TCI＊中的國(guó)家層面資本與勞動(dòng)力換成具體產(chǎn)業(yè)層面的資本與勞動(dòng)力進(jìn)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(dòng)力流動(dòng)性較高，進(jìn)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(shì)零值”的情況，本文提高門檻標(biāo)準(zhǔn)，以提高估計(jì)結(jié)果的可靠性，即當(dāng)TCIi＞2TCI＊時(shí)，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(fù)雜度；二是高于2TCI＊企業(yè)的技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)。即該方法只能刻畫技術(shù)復(fù)雜度的“質(zhì)變”，不能很好地刻畫技術(shù)復(fù)雜度的“量變”。為此，采用上述被解釋變量進(jìn)行估計(jì)可能存在“因非隨機(jī)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(shí)構(gòu)建“質(zhì)變方程”和“量變方程”來刻畫要素價(jià)格扭曲和外需疲軟對(duì)技術(shù)復(fù)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(fù)雜度的“質(zhì)變”過程，TCI用來刻畫企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的“量變”過程。X是解釋變量，即要素價(jià)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(fù)雜度升級(jí)可能存在“初始狀態(tài)依賴”，本文將技術(shù)復(fù)雜度高低的前一期狀態(tài)作為解釋變量置于本文的實(shí)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(fù)雜度升級(jí)型探索的沉沒成本。另外為了緩解變量“共時(shí)性”可能引致的估計(jì)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(jìn)一步加入了企業(yè)所有制類型（type）、省級(jí)區(qū)域（region）、行業(yè)（ind）和年份（year）的虛擬變量，以提高估計(jì)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(yíng)企業(yè)的技術(shù)復(fù)雜度，核心解釋變量為要素價(jià)格扭曲和外需疲軟（EX），要素價(jià)格扭曲采用前文基于LP法的測(cè)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(dāng)企業(yè)存在外需疲軟時(shí)，令EX為1，否則為0。

為了提高估計(jì)結(jié)果的可靠性，本文選擇了能反映企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)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(cè)度結(jié)果表示；（2）員工技能（WAGE），員工技能是企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度演進(jìn)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(duì)數(shù)表示；（3）新產(chǎn)品（NEW），新產(chǎn)品不僅是企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度高低的體現(xiàn)，也是企業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)的重要路徑，本文以虛擬變量形式表示，當(dāng)企業(yè)有新產(chǎn)品推出時(shí)，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(fēng)險(xiǎn)承受能力密切相關(guān)，規(guī)模越大的企業(yè)從事技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)和趕超的能力往往越強(qiáng)，文中以企業(yè)固定資產(chǎn)的自然對(duì)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(fù)雜度提升能力越強(qiáng)。實(shí)證中用ln（工業(yè)增加值／中間投入＋1）表示；（6）補(bǔ)貼（SUB），補(bǔ)貼主要是用于反映政府優(yōu)惠型政策對(duì)企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)的影響，以虛擬變量的形式表示，當(dāng)企業(yè)獲得補(bǔ)貼時(shí)，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(chǎng)經(jīng)驗(yàn)的集中體現(xiàn)，本文以企業(yè)存在年齡的自然對(duì)數(shù)表示。

四、計(jì)量結(jié)果與分析

（一）兩倍門檻閥值條件下的估計(jì)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(jià)格扭曲和外需疲軟對(duì)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的影響進(jìn)行實(shí)證分析。表2和表3分別報(bào)告了不同所有制層面勞動(dòng)和資本價(jià)格扭曲的估計(jì)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(yàn)，可見樣本確實(shí)存在選擇性偏差的風(fēng)險(xiǎn)，為此，采用Heckman兩步法進(jìn)行分析更為合理。

表2-3中解釋變量的估計(jì)結(jié)果表明：首先，勞動(dòng)力價(jià)格扭曲在“量變”和“質(zhì)變”方程的估計(jì)結(jié)果中均顯著為正。這表明勞動(dòng)價(jià)格扭曲不僅推動(dòng)了我國(guó)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度“量變”型升級(jí)，還能促進(jìn)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度“質(zhì)變趕超”型升級(jí)（躋身高技術(shù)復(fù)雜度企業(yè)），可見勞動(dòng)力要素價(jià)格扭曲引致型的促進(jìn)效應(yīng)大于制約效應(yīng)。其次，資本價(jià)格扭曲有利于促進(jìn)我國(guó)非國(guó)有企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的“質(zhì)變”和“量變”型升級(jí)，但對(duì)國(guó)有企業(yè)的作用力不顯著，導(dǎo)致這一現(xiàn)象出現(xiàn)的原因可能在于：一方面，當(dāng)前的代理機(jī)制降低了國(guó)有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效率和技術(shù)敏感性（劉慧等，2013），使得資本價(jià)格低估對(duì)國(guó)有企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)的作用力不明顯；另一方面，國(guó)有企業(yè)獲得資金的渠道遠(yuǎn)優(yōu)于非國(guó)有企業(yè)，也在一定程度上降低了資本價(jià)格扭曲對(duì)其技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)的影響。最后，外需疲軟不利于企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度“量變”型升級(jí)（量變方程估計(jì)結(jié)果未通過10%的顯著性檢驗(yàn)），也不利于公有制企業(yè)“質(zhì)變”型升級(jí)，卻有助于私營(yíng)企業(yè)“質(zhì)變”型技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)?？梢?，在外需疲軟情況下，私營(yíng)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(guó)際市場(chǎng)，而并非“漸進(jìn)式”技術(shù)進(jìn)步，即外需疲軟給私營(yíng)企業(yè)帶來的“倒逼”效應(yīng)大于“鎖退”效應(yīng)。上述估計(jì)結(jié)果還表明：要素價(jià)格扭曲在一定程度上能沖淡外需疲軟帶來的負(fù)效應(yīng)，二者對(duì)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的正向影響具有疊加特征。

綜合分析控制變量的估計(jì)結(jié)果還能得到以下發(fā)現(xiàn)：一是企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的前一期狀態(tài)對(duì)后一期狀態(tài)具有顯著的正效應(yīng)（估計(jì)結(jié)果通過1%的顯著性檢驗(yàn)）。這一結(jié)論從微觀層面證實(shí)了“企業(yè)技術(shù)初始依賴”理論的準(zhǔn)確性，為該理論的發(fā)展提供了微觀的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。結(jié)合企業(yè)異質(zhì)性理論的基本觀點(diǎn)，我們還能得到如下結(jié)論：企業(yè)進(jìn)行技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)型探索所付出的“沉沒成本”，有利于企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的升級(jí)和蛙跳，為此，應(yīng)大力支持有能力的企業(yè)進(jìn)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(fù)雜度。

二是企業(yè)全要素生產(chǎn)率的估計(jì)結(jié)果要么顯著為負(fù)，要么不顯著。這表明：全要素生產(chǎn)率提升未能有效促進(jìn)制造業(yè)技術(shù)復(fù)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(huì)滿足于全要素生產(chǎn)率提升所帶來的利潤(rùn)，而懶于采取技術(shù)革新型趕超策略，可見中國(guó)制造業(yè)企業(yè)存在一定的“技術(shù)復(fù)雜度革新惰性”?！凹夹g(shù)復(fù)雜度革新惰性”在企業(yè)經(jīng)營(yíng)經(jīng)驗(yàn)（年齡）的估計(jì)結(jié)果中得到了印證，該變量在所有的估計(jì)方程中也顯著為負(fù)（通過至少1%的顯著性檢驗(yàn)），即市場(chǎng)經(jīng)驗(yàn)越豐富的企業(yè)越懶于進(jìn)行技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)與趕超。

表2 兩倍門檻閥值條件下不同所有制的估計(jì)結(jié)果：資本價(jià)格扭曲

表3 兩倍門檻閥值條件下不同所有制的估計(jì)結(jié)果：勞動(dòng)力價(jià)格扭曲

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

三是新產(chǎn)品有效地促進(jìn)了私營(yíng)企業(yè)和港、澳、臺(tái)企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的升級(jí)，對(duì)國(guó)有企業(yè)表現(xiàn)出顯著的負(fù)效應(yīng)，而對(duì)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(yíng)企業(yè)和港、澳、臺(tái)企業(yè)新產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)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(jìn)而推動(dòng)了自身技術(shù)復(fù)雜度的提升；其次，外資企業(yè)的新產(chǎn)品決策由國(guó)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(duì)其技術(shù)復(fù)雜度的影響不敏感；最后，因局部壟斷和不當(dāng)代理等原因，公有制企業(yè)對(duì)有效市場(chǎng)需求的捕捉能力不強(qiáng)，這不僅會(huì)降低其新產(chǎn)品的市場(chǎng)認(rèn)可度，還可能導(dǎo)致新產(chǎn)品的銷售收入難以彌補(bǔ)其大量研發(fā)投入，進(jìn)而使得新產(chǎn)品對(duì)其技術(shù)復(fù)雜度的作用力不明顯，甚至表現(xiàn)為負(fù)作用。

表4 三倍門檻閥值條件下不同所有制的估計(jì)結(jié)果：資本價(jià)格扭曲

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

四是員工技能的提升和企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大均有助于企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度“量變”和“質(zhì)變”型升級(jí)，為此，應(yīng)鼓勵(lì)企業(yè)多進(jìn)行員工技能培訓(xùn)和固定資產(chǎn)投資，以加快我國(guó)企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)和趕超的速度。生產(chǎn)性補(bǔ)貼的估計(jì)結(jié)果要么顯著為負(fù)，要么不顯著，這表明現(xiàn)有的補(bǔ)貼制度未能有效地促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)。導(dǎo)致這一現(xiàn)象的原因可能在于，補(bǔ)貼的增加意味著企業(yè)在未改進(jìn)技術(shù)的條件下獲得更高的利潤(rùn)，從而在一定程度上降低了企業(yè)進(jìn)行技術(shù)復(fù)雜度革新的動(dòng)力，增強(qiáng)了企業(yè)的“技術(shù)復(fù)雜度革新惰性”。另外投入產(chǎn)出效率的估計(jì)結(jié)果顯示，投入產(chǎn)出效率的提升能有效地促進(jìn)本土企業(yè)和港、澳、臺(tái)合資企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的升級(jí)，但對(duì)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(tái)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(jì)和工具變量2SLS估計(jì)的單邊穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表5 Tobit估計(jì)和工具變量2SLS估計(jì)的單邊穩(wěn)健型檢驗(yàn)結(jié)果

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

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(jià)格扭曲和外需疲軟對(duì)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的影響再次進(jìn)行實(shí)證分析。表4報(bào)告了三倍門檻條件下資本價(jià)格扭曲和外需疲軟的影響效應(yīng)。對(duì)比表2和表4可知，各個(gè)變量的預(yù)期符號(hào)與顯著性幾乎相同，三倍門檻條件下勞動(dòng)價(jià)格扭曲的估計(jì)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(shì)零值”較近企業(yè)與偏離“比較優(yōu)勢(shì)零值”較遠(yuǎn)企業(yè)的技術(shù)復(fù)雜度“量變”和“質(zhì)變”型升級(jí)的機(jī)制較為相似；其次，要素價(jià)格扭曲和外需疲軟對(duì)相同所有制企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的作用機(jī)制不隨企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的高低而變化；最后，調(diào)整門檻閥值對(duì)估計(jì)結(jié)果影響不大，前文表2和表3的估計(jì)結(jié)果是相對(duì)穩(wěn)健的。

（三）Tobit估計(jì)和工具變量2SLS估計(jì)的單邊穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文運(yùn)用Heckman選擇模型從微觀層面揭示了要素價(jià)格扭曲和外需疲軟對(duì)我國(guó)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度演進(jìn)的作用機(jī)制?？紤]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(jìn)一步采用Tobit模型和工具變量2SLS估計(jì)模型分別對(duì)Heckman選擇模型中的Probit估計(jì)和面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行單邊穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表5報(bào)告了資本要素價(jià)格扭曲的單邊穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，對(duì)比表2和表5可知：Tobit及工具變量2SLS的估計(jì)結(jié)果在預(yù)期符號(hào)和顯著性方面與Heckman估計(jì)結(jié)果頗為接近，這進(jìn)一步證實(shí)了前文的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。勞動(dòng)要素價(jià)格扭曲得到了相似的估計(jì)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(gè)能夠有效處理“內(nèi)生性”和“零投入”樣本的要素價(jià)格扭曲的微觀測(cè)度方法，在測(cè)度出企業(yè)資本和勞動(dòng)要素價(jià)格扭曲的基礎(chǔ)上，運(yùn)用Heckman兩步法選擇模型，從“質(zhì)變”和“量變”型升級(jí)視角與“兩倍門檻”和“三倍門檻”層面就要素價(jià)格扭曲和外需疲軟對(duì)中國(guó)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度動(dòng)態(tài)演進(jìn)的影響進(jìn)行了實(shí)證分析，得到的結(jié)論與啟示主要有：

一是中國(guó)制造業(yè)要素價(jià)格扭曲有一定的加劇傾向，但加劇進(jìn)程明顯放緩。要素價(jià)格扭曲是市場(chǎng)資源錯(cuò)配出現(xiàn)的一個(gè)重要誘因（羅德明等，2011），其將導(dǎo)致資源處于低效率使用的狀態(tài)。要素價(jià)格扭曲加劇進(jìn)程的放緩表明：2000-2007年的市場(chǎng)化改革取得了一定的成效，但并未從根本上扭轉(zhuǎn)要素價(jià)格扭曲和資源配置效率趨于惡化的趨勢(shì)。為此，有必要加大市場(chǎng)化改革力度，更好地發(fā)揮市場(chǎng)導(dǎo)向在要素配置中的作用，促使中國(guó)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(jià)格扭曲已經(jīng)成為中國(guó)企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)和趕超的“助推型資源”。雖然勞動(dòng)力價(jià)格扭曲和資本價(jià)格扭曲對(duì)技術(shù)復(fù)雜度動(dòng)態(tài)演進(jìn)的推力不盡相同，但兩種扭曲的加劇不僅能有效地推動(dòng)中國(guó)企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)，還能在一定程度上彌補(bǔ)外需疲軟給制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)帶來的負(fù)效應(yīng)。企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)長(zhǎng)期依賴于要素價(jià)格扭曲的一個(gè)直接后果是造成大量資源浪費(fèi)，侵蝕經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期發(fā)展?jié)摿?。為此，?yīng)采取完善要素市場(chǎng)價(jià)格體系和矯正企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度演進(jìn)“動(dòng)力體系”的雙管齊下策略，以降低企業(yè)對(duì)要素價(jià)格扭曲型“助推力”的依賴，使我國(guó)制造業(yè)逐漸形成技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)和要素配置效率互促型升級(jí)機(jī)制。

三是外需疲軟會(huì)改變本土企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)的原有“軌跡”，對(duì)外資企業(yè)“升級(jí)軌跡”的影響不明顯。外需疲軟對(duì)各種所有制企業(yè)技術(shù)復(fù)雜度量變型升級(jí)的作用力并不明顯，但會(huì)促使低技術(shù)復(fù)雜度私營(yíng)企業(yè)“蛙跳”為高技術(shù)復(fù)雜度企業(yè)，也會(huì)使得高技術(shù)復(fù)雜度公有制企業(yè)“跌出”高技術(shù)復(fù)雜度門檻，“淪為”低技術(shù)復(fù)雜度企業(yè)，這表明私營(yíng)企業(yè)應(yīng)對(duì)外需疲軟的機(jī)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(yīng)對(duì)外需疲軟的機(jī)制和策略，以促使公有制企業(yè)更為科學(xué)地應(yīng)對(duì)外需疲軟，另外應(yīng)構(gòu)建更為完善的公私企業(yè)合作機(jī)制，以使得私營(yíng)企業(yè)的應(yīng)對(duì)經(jīng)驗(yàn)?zāi)苡行У貍鞑サ焦兄破髽I(yè)。

四是“技術(shù)復(fù)雜度革新惰性”已經(jīng)成為我國(guó)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)過程中不得不面對(duì)的難題。兩倍門檻和三倍門檻的實(shí)證結(jié)果顯示，全要素生產(chǎn)率均未對(duì)技術(shù)復(fù)雜度表現(xiàn)出顯著的正效應(yīng)，即各種所有制企業(yè)普遍存在“技術(shù)復(fù)雜度革新惰性”，企業(yè)市場(chǎng)經(jīng)驗(yàn)（年齡）的估計(jì)結(jié)果也印證了上述觀點(diǎn)。經(jīng)驗(yàn)豐富和高全要素生產(chǎn)率的企業(yè)往往是其他企業(yè)學(xué)習(xí)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(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提升。為此，應(yīng)積極鼓勵(lì)和支持“典范”型企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)復(fù)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(zhǎng)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(guó)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)和趕超的核心動(dòng)力，補(bǔ)貼未能有效地促進(jìn)中國(guó)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度的升級(jí)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(jì)結(jié)果均顯著為正，這一結(jié)論與陳曉華、黃先海（2011）省級(jí)區(qū)域?qū)用娴墓烙?jì)結(jié)論是一致的，即二者為中國(guó)制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)與趕超的核心動(dòng)力。對(duì)比本文與已有研究（如施炳展，2012）關(guān)于補(bǔ)貼的研究結(jié)論可知，我國(guó)的補(bǔ)貼具備了數(shù)量提升功能，對(duì)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(jìn)行補(bǔ)貼的初衷，為此，政府應(yīng)在反思現(xiàn)有補(bǔ)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(bǔ)貼，使得補(bǔ)貼同時(shí)發(fā)揮“量”和“質(zhì)”的功能，以扭轉(zhuǎn)補(bǔ)貼在企業(yè)技術(shù)內(nèi)涵提升中無所作為的不利局面。

［1］陳曉華，黃先海，劉慧.中國(guó)出口技術(shù)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的機(jī)理與實(shí)證研究［J］.管理世界，2011，（3）：44-57.

［2］黃先海，陳曉華，劉慧.產(chǎn)業(yè)出口復(fù)雜度的測(cè)度及其動(dòng)態(tài)演進(jìn)機(jī)理分析——基于52個(gè)經(jīng)濟(jì)體1993-2006年金屬制品出口的實(shí)證研究［J］.管理世界，2010，（3）：44-55.

［3］簡(jiǎn)澤.市場(chǎng)扭曲、跨企業(yè)的資源配置與制造業(yè)部門的生產(chǎn)率［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011，（1）：58-68.

［4］康志勇.技術(shù)選擇、投入強(qiáng)度與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效研究［J］.科研管理，2013，（6）：42-49.

［5］劉慧，陳曉華，吳應(yīng)宇.基于異質(zhì)性視角的中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新決策機(jī)制研究［J］.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2013，（3）：143-150.

［6］劉慧，陳曉華，吳應(yīng)宇.融資約束、出口與本土制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)——基于微觀企業(yè)層面的機(jī)理與實(shí)證［J］.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2014，（3）：67-46.

［7］林毅夫.發(fā)展戰(zhàn)略、自生能力和經(jīng)濟(jì)收斂［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2002，（2）：269-300.

［8］羅德明，李曄，史晉川.要素市場(chǎng)扭曲、資源錯(cuò)置與生產(chǎn)率［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2012，（3）：4-14.

［9］施炳展.補(bǔ)貼對(duì)中國(guó)企業(yè)出口行為的影響——基于配對(duì)倍差法的經(jīng)驗(yàn)分析［J］.財(cái)經(jīng)研究，2012，（5）：70-80.

［10］施炳展，冼國(guó)明.要素價(jià)格扭曲與中國(guó)工業(yè)企業(yè)出口行為［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012，（2）：47-56.

［11］趙偉，趙金亮，韓媛媛.異質(zhì)性、沉沒成本與中國(guó)企業(yè)出口決定：來自中國(guó)微觀企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2011，（4）：62-79.

［12］張瓊.基于韋伯與正態(tài)分布非線性估計(jì)的我國(guó)人口死亡年齡分布［J］.保險(xiǎn)研究，2010，（8）：3-9.

［13］張杰，周曉艷，李勇.要素市場(chǎng)扭曲抑制了中國(guó)企業(yè)R＆D？［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2011，（8）：78-91.

［14］蹤家峰，楊琦.要素扭曲影響中國(guó)的出口技術(shù)復(fù)雜度了嗎？［J］.吉林大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào)，2013，（2）：106-114.

［15］Brandt L，Tombeb T，Zhu X.Factor market distortions across time，space and sectors in China［J］.Review of Economic Dynamics，2013，（16）：39-58.

［16］Heckman J.Sample selection bias as a specification error［J］.Econometrica，1979，47（1）：153-161.

［17］Hsieh C，Klenow P.Misallocation and manufacturing TFP in China and India［J］.The Quarterly Journal of Economics，2009，124（4）：1403-1448.

［18］Levinsohn J，Petrin A.Estimating production functions using inputs to control for unobservable［J］.Review of Economic Studies，2003，70（2）：317-341.

［19］Rodrik D.What’s so special about China’s exports［J］.China＆World Economy，2006，14（5）：1-19.