毛其淋

一、引 言

改革30多年來，中國在對外貿易上取得了矚目的成就，貿易總額以年均18%的速度快速擴張，超過同一時期世界貿易6%的平均增長速度，并且已取代德國成為世界上最大的出口國，進口貿易也穩(wěn)居世界第二位。為了適應市場經濟體制改革和加入世界貿易組織（WTO），中國也施行了以削減關稅為主要內容的貿易政策改革，隨著成功加入WTO，中國的貿易自由化進程也被不斷推進［1］。另一方面，中國的全要素生產率在過去二十年保持了年均4%的持續(xù)增長［2］，李玉紅［3］等也發(fā)現(xiàn)2000年以來中國制造業(yè)企業(yè)生產率呈現(xiàn)增長趨勢，盡管增速有所減緩，但也每年平均增長2．5%。那么貿易自由化對中國制造業(yè)企業(yè)生產率產生了怎樣的影響，更進一步地，什么類型的企業(yè)受貿易自由化的影響較大？企業(yè)生產率是決定一國經濟持續(xù)增長的重要源泉，也是企業(yè)在國際市場上是否具有競爭力的基礎［4］，因此對這一問題的研究具有重要的現(xiàn)實意義。

在國際經濟學界，已有不少學者探討了貿易自由化對生產率的影響。Tybout和 Westbrook［5］較早地研究了貿易自由化對墨西哥制造業(yè)行業(yè)生產率的影響，發(fā)現(xiàn)貿易自由化通過競爭效應提高了行業(yè)生產率。Head和Ries［6］使用加拿大230個制造業(yè)行業(yè)的數(shù)據考察了貿易自由化是否提升了行業(yè)效率，結果表明雙邊關稅減讓在總體上有助于提高行業(yè)生產效率。Ferreira和 Rossi［7］發(fā)現(xiàn) 1988—1990年的關稅減讓使得巴西制造業(yè)行業(yè)全要素生產率獲得了6%的增長。與早期從行業(yè)層面進行考察不同的是，Pavcnik［8］使用微觀企業(yè)數(shù)據探討了貿易自由化對智利制造業(yè)企業(yè)生產率的影響，作者首先采用半參數(shù)方法測算企業(yè)生產率以克服同步偏差和選擇性偏差，研究發(fā)現(xiàn)貿易自由化促進了企業(yè)內部（withing plant）生產率進步，此外該文還考察了企業(yè)退出行為對生產率的影響。Fernandes［9］使用1977-1991年哥倫比亞企業(yè)層面數(shù)據，考察了貿易政策與制造業(yè)企業(yè)生產率之間的關系，發(fā)現(xiàn)在控制了行業(yè)和企業(yè)等異質性特征之后，最終品關稅減讓顯著地促進了哥倫比亞企業(yè)生產率的提高，并且規(guī)模較大的企業(yè)從貿易自由化中獲益也更多。更進一步地，Schor［10］對巴西、Amiti和 Konings［11］對印度尼西亞的研究不僅使用最終品關稅來衡量貿易自由化，而且還考慮了中間品關稅，兩篇文章都發(fā)現(xiàn)最終品關稅和中間品關稅減讓均提高了企業(yè)全要素生產率。此外，Iscan［12］對墨西哥、Topalova［13］對印度的研究也都得到了貿易自由化促進生產率提高的結論。

但相比之下，研究貿易自由化與中國企業(yè)生產率關系的文獻則較為匱乏，直到最近才引起了學者們的關注。余淼杰［14］（2010）較早地使用企業(yè)層面數(shù)據實證考察了貿易自由化對中國制造業(yè)企業(yè)生產率的影響，得出貿易自由化顯著地促進了企業(yè)生產率的提高，但該文的考察期間僅限于1998-2002年，而中國于2001年底加入WTO，并在隨后進行了大范圍的關稅減讓，因此短樣本也許不能全面地反映貿易自由化與企業(yè)生產率的關系，尤其是無法刻畫加入WTO以來二者之間的關系。王恬和王蒼峰［15］使用世界銀行提供的1999-2002年制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據實證分析了貿易政策變動對企業(yè)生產率的影響，得到的結論與余淼杰［14］恰好相反，認為進口關稅減讓降低了企業(yè)生產率，雖然這兩篇文獻考察的期限相近，但王恬和王蒼峰［15］的樣本只涵蓋9個行業(yè)的1500多家企業(yè)，這或許是導致兩者結論不一致的原因。余淼杰［16］則進一步引入了加工貿易，分析發(fā)現(xiàn)最終品關稅減讓顯著地提高了企業(yè)生產率，而且加工貿易企業(yè)相對于非加工貿易企業(yè)有更高的生產率。與上述文獻相比，本文嘗試采用1998-2007年高度細化的關稅數(shù)據和工業(yè)企業(yè)數(shù)據更為全面、穩(wěn)健地研究貿易自由化與中國制造業(yè)企業(yè)生產率的關系。本文可能的貢獻在于：首先，為了能夠精確地測算制造業(yè)企業(yè)生產率，我們結合中國加入WTO以及實施西部大開發(fā)的實際對Olley和Pakes［17］的方法進行了修正，從而有效地解決了同步偏差和選擇性偏差問題。其次，本文不僅測算了最終品關稅，還在此基礎上結合中國的投入-產出表進一步計算了中間品關稅，從而在研究中區(qū)分了貿易自由化的競爭效應（由最終品關稅減讓引致）、成本節(jié)約以及優(yōu)質要素獲得效應（由中間品關稅減讓引致）對制造業(yè)企業(yè)生產率的作用，克服了已有的單從最終品關稅角度研究貿易自由化對中國企業(yè)生產率影響的缺陷。第三，本文考慮了貿易自由化的內生性問題，并構造了合適的工具變量進行兩階段最小二乘法（2SLS）估計，從而糾正了以往采用普通最小二乘法（OLS）估計所可能產生的偏差問題。第四，本文進一步采用Olley-Pakes方法對生產率進行分解，揭示了企業(yè)內部生產率改進和市場份額重置效應的相對重要性，并在此基礎上考察了貿易自由化、資源配置與生產率的關系。

本文剩余部分的結構安排為：第二部分為指標的測度和影響機制分析；第三部分為實證研究框架；第四部分報告基本估計結果并進行分析；第五部分探討貿易自由化、資源配置與全要素生產率的關系；第六部分是結論。

二、指標的測度和影響機制分析

（一）貿易自由化的構造

考慮到中國自20世紀90年代以來為了適應市場經濟體制改革和加入WTO，施行了以削減關稅稅率為主要內容的貿易政策改革，在我們的考察期內進口配額和許可證等非關稅壁壘已處于一個很低的水平上，可以推測，非關稅壁壘的變化對貿易自由化的影響不會很大。因此，本文主要從關稅率的角度來刻畫貿易自由化水平。首先將最終品關稅（output tariff）定義為：

其中j和t分別表示行業(yè)和年份，s表示協(xié)調編碼六位碼產品，Ωj表示行業(yè)j的產品集合，nst表示第t年HS6位碼產品s的稅目數(shù)，τst表示第t年HS6位碼產品 s的進口關稅稅率。與 Fernandes［9］、王恬和王蒼峰［15］、余淼杰［16］等單獨關注最終品關稅所不同的是，本文還進一步考慮了中間品關稅（input tariff）來刻畫貿易自由化。中間品關稅的測算借鑒Schor［10］的做法，將其定義為：

其中，Gj表示行業(yè) j的投入集合，αgt＝表示要素g的投入權重，用投入要素g的成本占行業(yè)j總投入要素成本的比重來衡量①鑒于數(shù)據的可獲得性，這里的投入權重根據2002年的中國投入-產出表計算得到。此外，考慮到投入權重可能隨時間變化，在計算1998—1999年、2000—2004年以及2005—2007年三個時間段的投入權重時分別使用1997年、2002年和2007年的中國投入產出表，得到的估計結果非常類似，限于篇幅，本文沒有給予報告，感興趣的讀者可向作者索取。。

（二）企業(yè)全要素生產率的測度

為了克服傳統(tǒng)OLS方法測算企業(yè)生產率時所可能產生的同步偏差和選擇性偏差問題，本文采用Olley和 Pakes［17］的半參數(shù)法（簡稱 OP法）進行估計，同時為了穩(wěn)健起見，本文也使用 Levinsohn和Petrin［18］方法（簡稱LP法）估計得到的生產率進行分析。其中，前者使用投資作為企業(yè)受到生產率沖擊時的調整變量，后者則是采用企業(yè)的中間投入變量作為企業(yè)受到生產率沖擊時的可調整要素投入②限于篇幅，這里沒有給出兩種方法測算企業(yè)生產率的具體步驟，感興趣的讀者可以向作者索取。。圖1描繪了傳統(tǒng)OLS法、OP法以及LP法3種方法估算的全要素生產率的變化趨勢，從中可以看出，OP法和LP法估算得到的全要素生產率水平比較接近，而傳統(tǒng)OLS法估算得到的全要素生產率水平卻遠遠低于前兩者，這表明如果忽略樣本企業(yè)的同步偏差和選擇性偏差問題，直接使用傳統(tǒng)的OLS方法估計全要素生產率將會出現(xiàn)明顯的低估。同時我們注意到OP法估算得到的生產率水平處于OLS法和LP法之間，這也隱含著采用OP法估算企業(yè)生產率是最為可靠的③接下來分析如果沒有特別說明，采用的均是OP法估算的全要素生產率。。

圖1 傳統(tǒng)OLS法、OP法和LP法估算的生產率變化趨勢

（三）影響機制分析

貿易自由化與制造業(yè)企業(yè)生產率之間存在怎樣的關系？為了初步回答這一問題，我們給出貿易自由化與生產率之間的散點圖，其中圖2刻畫了最終品關稅、中間品關稅與行業(yè)平均生產率之間的關系。

圖2 貿易自由化與行業(yè)平均生產率的散點圖

從中可以明顯地看出，生產率與最終品關稅、中間品關稅都呈現(xiàn)反向的變動關系，即生產率隨著貿易自由化水平的提高而上升。一個隨之而來問題便是，貿易自由化是如何影響企業(yè)生產率？接下來我們就貿易自由化對企業(yè)生產率的影響機制進行簡要分析，并為下文的實證研究提供理論支撐。

貿易自由化可以通過多種途徑影響企業(yè)生產率。首先，進口關稅下降的一個直接后果就是吸引大量的國外同類產品涌入本國，導致國內市場競爭加劇。面對激烈的市場競爭，國內企業(yè)為了繼續(xù)生存而不得不加大研發(fā)投資、更新機器設備以及改進生產組織方式，從而提高了自身的生產率水平。Helpman和Krugman［19］從理論上考察了進口競爭與生產率的關系，認為來自國外的競爭會提高國內企業(yè)面臨的需求彈性，市場勢力削弱而且企業(yè)的平均成本曲線出現(xiàn)下移，因此企業(yè)生產率得到了提升。Levinsohn［20］提出了“進口作為一種市場原則”假說（Import-as-Market-Discipline Hypothesis），認為激烈的國際競爭會使國內企業(yè)更有效率，并進一步使用土耳其制造業(yè)企業(yè)層面數(shù)據驗證了該假說。此外，Lawrence和Weinstein［21］對日本的研究也發(fā)現(xiàn)了進口競爭促進全要素生產率提高的證據。

其次，由于一種進口產品對某個企業(yè)而言是競爭型產品，而對其它企業(yè)來說則可能是中間投入品［11］，因此，進口關稅減讓會降低企業(yè)的生產成本，生產成本的節(jié)約使得企業(yè)有更充足的資金去更新過時的機器設備或進行研發(fā)投資以及人員培訓，這顯然是有助于提高企業(yè)生產率的。除此之外，中間品關稅減讓還能使企業(yè)從國外獲得更多高質量且多樣化的中間投入，Goldberg等［22］對印度的研究發(fā)現(xiàn)，中間品關稅減讓的確使印度的制造業(yè)企業(yè)獲得了更多種類的中間產品投入，貿易自由化使得進口的中間投入種類增加了2／3，新進口的中間投入通常來自更為發(fā)達的國家，而且比先前的進口品具有更高的單位價值或質量［23］，因此也是有利于提高企業(yè)生產率。實際上，進口中間品種類與生產率之間的關系也已被許多研究所證實，Halpern等［24］利用匈牙利1992-2003年制造業(yè)企業(yè)數(shù)據發(fā)現(xiàn)進口投入品促進了企業(yè)生產率提高14%，而中間品種類的增加貢獻了其中的 2／3；此外，Kasahara和 Rodrigue［25］對智利、Parsons和 Nguyen［26］對日本的研究也都發(fā)現(xiàn)了中間品種類的增加會改善企業(yè)生產率的證據。

第三，以Melitz［27］為代表的新新貿易理論強調了資源重置對生產率的作用，認為貿易自由化會迫使無效率的企業(yè)遭到淘汰，并且使得資源從低效率的企業(yè)轉移到高效率的企業(yè)，即貿易自由化通過對資源進行有效的再配置進而提高了企業(yè)生產率水平。Hsieh和Klenow［28］對中國的研究發(fā)現(xiàn)，如果資本和勞動力得到更有效的再配置，那么中國制造業(yè)企業(yè)的生產率將獲得額外30%～50%的增長。Harrison等［29］考察了在資源重置效應對印度制造業(yè)生產率的影響，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)行業(yè)總體生產率的提高主要由平均生產率驅動，而市場份額再配置的貢獻相對較小，其中平均生產率的提高又主要歸因于印度的貿易自由化改革，進一步地，文章認為盡管企業(yè)內部生產率進步很重要，但這當中有一部分是由企業(yè)的進入和退出行為導致的，因此從這個角度來看，資源再配置的作用也不容忽視。

三、實證研究框架

（一）計量模型

本文重點考察貿易自由化對制造業(yè)企業(yè)生產率的影響，根據既有的理論和實證研究文獻，將計量模型設定如下：

下標i、j、k和 t分別表示企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和年份。tfpijkt表示企業(yè)生產率，由上文修正的OP法計算得到；TarOjt和TarIjt是本文的核心解釋變量，分別用來刻畫最終品貿易自由化和中間品貿易自由化；νj、νk和νt分別表示行業(yè)、地區(qū)和年份特定效應，εijkt表示隨機擾動項。

為了提高估計結果的準確性，在計量模型中加入一些控制變量Xijkt是必要的，本文選取的控制變量主要包括：（1）赫芬達爾指數(shù)（herfindahl），用來衡量企業(yè)市場集中度，其計算式為herfindahljt＝，其中 saleit表示企業(yè) i在t年的銷售額，saleit表示行業(yè)j在t年的總銷售額，Sit表示企業(yè)i在t年的市場占有率如果該指數(shù)越大則表明企業(yè)市場集中程度越大，即壟斷性越高，若該指數(shù)越小則意味著企業(yè)的市場競爭程度越強。（2）企業(yè)退出啞變量（eχit），來控制企業(yè)退出行為的生產率效應，如果企業(yè)i在下一年退出市場，則eχit取值為1，反之取值為0。（3）資本密集度（klratio），用固定資產凈值年平均余額與從業(yè)人員年平均人數(shù)的比值取對數(shù)表示，其中固定資產凈值年平均余額使用以1998年為基期的固定資產投資價格指數(shù)進行平減處理。（4）中型企業(yè)啞變量（medium）和大型企業(yè)啞變量（large）用來考察企業(yè)規(guī)模對企業(yè)生產率的影響，我們根據企業(yè)銷售額的三分位數(shù)將企業(yè)等分為小型企業(yè)、中型企業(yè)和大型企業(yè)3個類別，當企業(yè)i屬于中型企業(yè)時，medium取值為1，否則為0；類似地，當企業(yè)i屬于大型企業(yè)時，large取值為1，否則為0。（5）企業(yè)年齡（age），本文用當年年份與企業(yè)開業(yè)年份的差來衡量企業(yè)年齡。（6）國有企業(yè)啞變量（soes）和外資企業(yè)啞變量（foreign）用于控制所有權屬性對企業(yè)生產率的影響。由于長期受計劃體制庇護，國有企業(yè)總體上缺乏技術學習和創(chuàng)新的沖動，同時在其有限的技術活動中效率低下［30］，因此其生產率也通常較低；相對而言，外資企業(yè)脫胎于良好的市場體制而且自身具有相對更高的技術特征，通常也表現(xiàn)出較高的生產率水平。（7）政府補貼（subsidy），政府補貼與企業(yè)銷售額的比值取對數(shù)表示，用來考察政府對企業(yè)的扶持政策可能對生產率產生的影響。（8）融資約束（finance），借鑒孫靈燕和李榮林［31］的做法，采用利息支出與固定資產的比值取對數(shù)來衡量，如果該值越大則表明企業(yè)面臨的融資約束問題越小。

（二）內生性問題及其處理

在已有文獻中，貿易自由化的內生性問題已引起學者們的廣泛關注。在本文中，貿易自由化與企業(yè)生產率之間的逆向因果關系可能導致內生性，一方面，貿易自由化會影響企業(yè)生產率，而另一方面，處于生產率水平較低行業(yè)中的企業(yè)，可能會通過游說政府以尋求政策保護，從而迫使政府在有關國際談判中維持較高水準的關稅［16］。

為了檢驗貿易自由化是否具有內生性，我們根據現(xiàn)有文獻［13，32］的做法，將行業(yè)關稅率在 1998和2002①之所以選取2002年是因為中國在2001年12月加入WTO，并且隨后進行了大幅度的關稅削減，因此以這段時期作為考察對象更具說服力。此外，我們也將中國入世以后的任一年份作為分析對象以及把1999和2000年視為基期，回歸結果基本一致，限于篇幅，在此沒有給予報告。年之間的變化幅度作為因變量，對1998年主要的行業(yè)特征變量②結合已有文獻和數(shù)據的可獲得性，我們選取的行業(yè)特征變量包括行業(yè)的生產率、平均工資、工業(yè)銷售產值、就業(yè)規(guī)模、出口導向比以及資本勞動比。進行橫截面回歸?；貧w結果顯示③限于篇幅，回歸結果沒有給予報告，感興趣的讀者可向作者索取。，生產率的估計系數(shù)為負，并且在1%水平上顯著，表明處于生產率較低行業(yè)中的企業(yè)越傾向于通過游說政府尋求更多的關稅保護，進而導致關稅水平出現(xiàn)較小幅度的下降，這也印證了上文的分析；此外，平均工資的估計系數(shù)也顯著為負，說明平均工資水平越低的行業(yè)也越傾向于尋求更多的關稅保護，以致關稅水平的下降幅度不會太大，這與貿易政治保護理論的觀點也是相符的。回歸模型聯(lián)合顯著性檢驗的伴隨概率為0．012，這便進一步支持了關稅減讓與初始行業(yè)特征之間具有顯著的相關性。因此在本文中，貿易自由化是內生的。

為了處理內生性問題，本文借鑒Gaston和Trefler［33］、Beaulieu［34］的思路，采用以下程序來構造工具變量：第一步，以2001年的最終品關稅為因變量，對1998-2000年期間的行業(yè)產出增長率、工資變化率、進口變化率、就業(yè)增長率、利潤變化率和銷售額變化率等行業(yè)特征變量進行橫截面回歸，這樣便可得到2001年最終品關稅的擬合值；第二步，與Beaulieu［34］類似，本文對所有行業(yè)使用共同的關稅率減讓規(guī)則 （common tariff phase-out rule for all industries），這里共同的關稅率減讓規(guī)則即為由中國入世承諾的關稅水平計算得到的各年關稅減讓的變化率，結合上一步得到的2001年行業(yè)最終品關稅的擬合值，即可得到隨后相應年份的最終品關稅的擬合值。最終品關稅的工具變量由這些擬合值以及2001年之前的實際值構成，記為IVTarOg。中間品關稅的工具變量IVTarIj根據下式計算得到：

（三）數(shù)據說明

本文的研究涉及兩組高度細化的微觀數(shù)據：第1組是產品關稅數(shù)據，第2組是中國規(guī)模以上企業(yè)層面數(shù)據，時間跨度為1998—2007年，來源于國家統(tǒng)計局的工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據庫。其中，產品關稅數(shù)據有兩個來源，1998—2000年、2001—2007年分別來自世界銀行和WTO網站。工業(yè)企業(yè)數(shù)據庫的統(tǒng)計對象涵蓋了全部國有和規(guī)模以上（主營業(yè)務收入超過500萬元）非國有企業(yè)。由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據庫缺失2004年“工業(yè)增加值”數(shù)據，我們根據以下會計準則進行估算：工業(yè)增加值＝工業(yè)總產值-工業(yè)中間投入+應繳增值稅。除此之外，我們還對樣本數(shù)據進行了如下處理：第一，中國在2002年頒布了新的《國民經濟行業(yè)分類》并于2003年開始正式實施，為了統(tǒng)一口徑，我們依照新的行業(yè)標準對1998-2002年間企業(yè)的行業(yè)代碼進行了重新調整。第二，考慮到工業(yè)企業(yè)數(shù)據庫中一些關鍵性指標的原始數(shù)據在統(tǒng)計上存在缺漏值或錯誤記錄，我們對數(shù)據進行以下篩選：（1）刪除出口交貨值存在缺漏值或負值的企業(yè)樣本；（2）刪除雇員人數(shù)小于10的企業(yè)樣本；（3）刪除工業(yè)增加值、中間投入額、從業(yè)人員年平均人數(shù)、固定資產凈值年平均余額中任何一項存在缺漏值、零值或負值的企業(yè)樣本；（4）刪除1949年之前成立的企業(yè)樣本，同時刪除企業(yè)年齡小于0的企業(yè)樣本。

四、基本估計結果及分析

（一）基準回歸

表1報告了貿易自由化影響企業(yè)生產率的基準回歸結果①需要說明的是，這里是以OP法測算的企業(yè)生產率為基礎進行估計，另外我們還以LP法測算的企業(yè)生產率進行回歸，得到的結果也較為類似。限于篇幅，這里沒有報告。。其中第（1）—（3）列采用普通最小二乘法（OLS）進行估計，從中可以看出，最終品關稅和中間品關稅的估計系數(shù)都顯著為負，說明貿易自由化顯著地促進了企業(yè)生產率的提高，而且相比較而言，中間品關稅的估計系數(shù)絕對值顯著大于最終品關稅（前者的估計系數(shù)約是后者的5倍），這表明中間品關稅減讓對企業(yè)生產率的影響效應顯著地大于最終品關稅。前文的分析指出，在本文中貿易自由化可能不是嚴格外生的，如果確是如此，那么上述OLS估計將是有偏和非一致的。為了判斷貿易自由化變量是否具有內生性，我們進一步采用前文構造的工具變量進行了Durbin-Wu-Hausman檢驗，結果在1%的顯著性水平上拒絕了貿易自由化（包括最終品關稅和中間品關稅）是外生的原假設，這就進一步表明了貿易自由化存在明顯的內生性。

表1 基本模型估計結果

因此，為了得到更為精確的估計結果，接下來分別使用作為最終品關稅和中間品關稅的工具變量進行兩階段最小二乘法（2SLS）估計，結果報告在表1第（4）—（6）列。為了保證所選工具變量的合理性，我們進行了如下多種檢驗：（1）采用Kleibergen和Paap的LM統(tǒng)計量來檢驗未被包括的工具變量是否與內生變量相關，結果在1%顯著性水平上拒絕了“工具變量識別不足”的原假設；（2）Kleibergen和Paap的Wald rk F統(tǒng)計量遠遠大于Stock-Yogo檢驗10%水平上的臨界值7．03，因此拒絕工具變量是弱識別的假定；（3）Anderson和Rubin的Wald檢驗以及Stock和Wright的S統(tǒng)計量都在1%水平上拒絕了“內生回歸系數(shù)之和等于零”的原假設，這進一步說明了工具變量與內生變量之間具有較強的相關性。所有上述統(tǒng)計檢驗都表明所選取的兩個工具變量具有合理性。

在第（4）列中，我們只考慮最終品關稅和中間品關稅變量，第（5）列在最終品關稅變量的基礎上引入各個控制變量，第（6）列則是完整的回歸結果。通過比較OLS和2SLS估計結果可以看出，在控制了貿易自由化的內生性之后，最終品關稅和中間品關稅估計系數(shù)的絕對值都有不同程度的提高（中間品關稅尤為明顯），這表明貿易自由化的內生性使得OLS估計產生向下偏倚，進而低估了貿易自由化對企業(yè)生產率的促進作用，因此，我們采用工具變量2SLS進行估計是很有必要的。從表1第（5）列可以看出，最終品關稅下降10%，企業(yè)生產率將提高0．76%；而在第（6）列中進一步引入中間品關稅變量之后，最終品關稅的估計系數(shù)上升為-0．013，即當其他變量保持不變時，最終品關稅下降10%，企業(yè)生產率將提高0．13%，這就表明了如果不考慮中間品關稅將會高估最終品關稅減讓引致的競爭效應對提高企業(yè)生產率的促進作用。此外，第（6）列的結果還顯示，保持其他條件不變，中間品關稅下降10%，企業(yè)生產率將提高1．21%。因此，中間品關稅減讓引致的成本節(jié)約與優(yōu)質要素獲得效應對企業(yè)生產率的促進作用大于競爭效應。而既有的研究貿易自由化與中國企業(yè)生產率的文獻都忽略了中間品關稅的作用［15-16］，本文的研究彌補了這一不足。

（二）分組回歸

1．貿易自由化對出口企業(yè)與非出口企業(yè)生產率的影響

首先，我們將樣本劃分為出口企業(yè)與非出口企業(yè)兩類子樣本，并采用工具變量2SLS法進行估計，結果分別報告在表2第（1）和第（2）列。 從中可以看出，最終品關稅減讓引致的競爭效應對出口企業(yè)與非出口企業(yè)生產率的提高都具有顯著的促進作用，而且影響程度基本相同：最終品關稅下降10%，則出口企業(yè)與非出口企業(yè)的生產率將分別提高0．13%和0．10%。有趣的是，中間品關稅減讓對非出口企業(yè)生產率的促進作用顯著地大于出口企業(yè)，具體而言，中間品關稅下降10%，非出口企業(yè)和出口企業(yè)的生產率將分別提高1．47%和0．62%。中間品關稅減讓對這兩類企業(yè)生產率的影響存在顯著差異的可能原因是：中間品關稅減讓的結果是降低了企業(yè)的生產成本以及使企業(yè)獲得更多優(yōu)質要素投入，這是有助于提高企業(yè)生產率的。但中國的出口貿易具有顯著的加工貿易特征①根據《中國統(tǒng)計摘要2009》，在中國的出口貿易中，加工貿易所占的比重從1981—1990年期間的18．7%上升至2001—2008年期間的53．3%。，這意味著出口企業(yè)中有相當一部分是加工企業(yè)，而加工企業(yè)在進口原料、材料或零件時只需支付部分關稅甚至完全免關稅②加工貿易常見的方式包括進料加工、來料加工、裝配業(yè)務和協(xié)作生產，其中來料加工是由國外一方提供原料、輔料和包裝材料，國內加工企業(yè)無需支付關稅。，因此中間品關稅減讓對出口企業(yè)生產率的促進作用也就相對較小。此外，我們還發(fā)現(xiàn)，在兩類子樣本中，中間品關稅估計系數(shù)的絕對值都顯著地大于最終品關稅，這再次說明了中間品關稅減讓引致的成本節(jié)約與優(yōu)質要素獲得效應對企業(yè)生產率的促進作用大于競爭效應。

2．貿易自由化對加工企業(yè)與非加工企業(yè)生產率的影響

前文的分析已經指出，中國的出口貿易具有顯著的加工貿易特征。加工企業(yè)的加工環(huán)節(jié)也大都處于勞動密集型而且技術含量較低的水平上，這類企業(yè)主要利用廉價的中國勞動力資源為國外產品“貼牌”生產并用于出口。為了更全面地評估貿易自由化對中國制造業(yè)企業(yè)生產率的影響，我們有必要將樣本區(qū)分為加工企業(yè)與非加工企業(yè)分別進行考察。由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據庫中并未提供一個企業(yè)是否從事加工貿易的信息，也就無法直接地區(qū)分這類企業(yè)，但基于加工企業(yè)一般會有更高比例的出口這一事實，我們可以根據出口密集度（φ）這一指標來近似地甄別企業(yè)是否從事加工貿易，其中出口密集度用出口交貨值與工業(yè)銷售產值的比值來表示。李春頂［35］把出口密集度大于0．5的企業(yè)定義為加工企業(yè)，為了穩(wěn)健起見，我們分別以出口密集度等于0．8和0．5作為臨界點來區(qū)分加工企業(yè)與非加工企業(yè)，估計結果報告在表2第（3）—（6）列。結果顯示，采用兩種方法區(qū)分子樣本的估計結果十分相似，接下來我們以第（5）列和（6）列為基礎進行分析。從中可以看出，最終品關稅減讓對加工企業(yè)與非加工企業(yè)生產率的提高都具有顯著的促進作用并且影響程度相似，最終品關稅下降10%，加工企業(yè)與非加工企業(yè)生產率將分別提高0．17%和0．12%。有意思的是，中間品關稅減讓對非加工企業(yè)生產率的促進作用顯著地大于加工企業(yè)，中間品關稅下降10%，非加工企業(yè)與加工企業(yè)生產率將分別提高1．38%和0．65%。其原因如前所述，加工企業(yè)在進口原料、材料或零件時只需支付部分關稅甚至完全免關稅，其結果是，中間品關稅減讓對加工企業(yè)的生產成本幾乎沒有影響，而非加工企業(yè)則能夠從中間品關稅減讓中實現(xiàn)相對較大幅度的成本節(jié)約，因此，中間品關稅減讓對非加工企業(yè)生產率提高的促進作用大于加工企業(yè)。由于中國的出口貿易具有顯著的加工貿易特征，因此這也進一步支持了前文有關中間品關稅減讓對出口企業(yè)生產率的促進作用小于非出口企業(yè)的分析。

3．貿易自由化對本土企業(yè)與外資企業(yè)生產率的影響

考慮到中國的企業(yè)具有不同的所有權類型，其中外資企業(yè)享有其它類型企業(yè)所不具有的超國民待遇，那么貿易自由化對企業(yè)生產率的作用是否會受企業(yè)所有權的影響？為了回答這一問題，我們將樣本區(qū)分為本土企業(yè)和外資企業(yè)子樣本分別進行工具變量2SLS估計①其中本土企業(yè)包括民營企業(yè)和國有企業(yè)，而外資企業(yè)包括港澳臺商投資企業(yè)和外商投資企業(yè)。，結果報告在表2第（7）和第（8）列。從估計結果可以看出，貿易自由化對本土企業(yè)和外資企業(yè)都起到顯著的促進作用，其中最終品關稅的估計系數(shù)非常接近，但本土企業(yè)子樣本中中間品關稅估計系數(shù)的絕對值遠遠大于外資企業(yè)，具體而言，中間品關稅下降10%，本土企業(yè)與外資企業(yè)的生產率將分別提高1．47%和0．71%?？梢姡就疗髽I(yè)生產率從中間品關稅減讓中獲得比外資企業(yè)更大程度的提高，對這一現(xiàn)象的經濟學解釋是，相對于本土企業(yè)而言，外資企業(yè)有更為廣闊的原材料來源，既可以從中國市場購買，也可以從母公司處獲得，多元化的原材料來源能夠實現(xiàn)成本的節(jié)約，而同時母公司也往往會提供更高質量的要素投入，在這種情況下，中間品關稅減讓所帶來的生產成本節(jié)約和優(yōu)質要素獲得對外資企業(yè)生產率的影響也就較為有限；本土企業(yè)則能夠從中間品關稅減讓中實現(xiàn)成本節(jié)約和獲得高質量的投入，從而實現(xiàn)更大幅度的生產率進步。

表2 樣本分組IV-2SLS估計結果

（三）實際貢獻度分析

為了進一步深入考察貿易自由化對企業(yè)生產率的影響程度，我們可以根據表1和表2的參數(shù)估計以及各變量的實際數(shù)據（均值）測算貿易自由化影響企業(yè)生產率的實際貢獻度，結果報告在表3中。測算結果顯示，貿易自由化對企業(yè)生產率具有相當?shù)慕忉屃?，實際貢獻度高達60%，其中中間品關稅減讓的實際貢獻度為52．52%，遠遠高于最終品關稅減讓（實際貢獻度為9．98%）。從出口企業(yè)與非出口企業(yè)的分樣本來看，貿易自由化對非出口企業(yè)生產率的實際貢獻度相對更高（為68%），其中又主要體現(xiàn)在中間品關稅減讓上（實際貢獻度為61．28%），而且中間品關稅減讓的實際貢獻度在兩類分樣本中均高于最終品關稅。從加工企業(yè)與非加工企業(yè)的分樣本來看，以不同臨界點為劃分標準得到的結果十分相似，貿易自由化對非加工企業(yè)生產率的實際貢獻度為65．4% ～67．2%，高于加工企業(yè)的 46．8% ～47．7%，其中的差距主要體現(xiàn)在中間品關稅減讓上，具體地，中間品關稅減讓對非加工企業(yè)生產率的實際貢獻度為56．3%～58．1%，而對加工企業(yè)生產率的實際貢獻度僅為32．6%～33．6%。最后，從本土企業(yè)與外資企業(yè)的分樣本來看，最終品關稅減讓對兩類企業(yè)生產率的實際貢獻度相當（為14%），但中間品關稅減讓對本土企業(yè)生產率的實際貢獻度遠遠高于外資企業(yè)，分別為62．5%和34．4%，因此，相對于外資企業(yè)而言，本土企業(yè)從貿易自由化中獲得了更大幅度的生產率提升，因而有助于縮小與外資企業(yè)的生產率差距。上述分析進一步表明了貿易自由化對企業(yè)生產率的促進作用主要通過中間品關稅減讓引致的成本節(jié)約及優(yōu)質要素獲得效應這一途徑，而最終品關稅引致的競爭效應對企業(yè)生產率的促進作用則相對較小。可見，既有的單獨從最終品關稅減讓的角度來分析貿易自由化與中國企業(yè)生產率的研究顯然是有缺陷的，即會嚴重低估貿易自由化對企業(yè)生產率的促進作用。

表3 貿易自由化變量的實際貢獻度（單位：%）

五、模型擴展：貿易自由化、資源配置與生產率變動

（一）生產率的分解

上文從不同角度考察了貿易自由化對企業(yè)層面生產率的影響效應，接下來我們將進一步研究制造業(yè)行業(yè)總體生產率水平的變化趨勢以及資源配置和貿易自由化在其中扮演的作用。為了考察上述問題，我們首先參照Olley和Pakes［17］提出的方法計算行業(yè)總體生產率：

然后進一步將行業(yè)總體生產率按照如下方程進行分解：

其中，Ij表示行業(yè)j的企業(yè)集合。tfpAGGjt表示以行業(yè)j內所有企業(yè)的市場份額為權重進行加權得到的行業(yè)總體生產率；sit是個權重系數(shù)，反映了資源在企業(yè)間的配置情況，這里用企業(yè)i在行業(yè)j中的市場份額來衡量，sjt表示行業(yè)j內所有企業(yè)的平均市場份額；tfpit為企業(yè)i的生產率水平，tfpjt表示行業(yè)j內所有企業(yè)的平均生產率。（6）式右邊第一項為非加權平均生產率，記為tfpAVEjt，右邊第二項為企業(yè)生產率與市場份額的協(xié)方差，簡記為tfpRELjt，它衡量了市場份額在具有不同生產率水平企業(yè)之間的再配置效應，具體地，協(xié)方差項tfpRELjt的經濟學含義為：如果該項越大，表明生產率較高的企業(yè)也相應地得到了較高的市場份額，此時資源配置效果較好，反之則表明資源配置效果較差。

圖3給出了Olley-Pakes生產率分解的結果，從中可以看出，制造業(yè)行業(yè)總體生產率和企業(yè)平均生產率都處于穩(wěn)步上升的趨勢，而且變動步調高度一致，盡管OP協(xié)方差項在期間有所波動，但總體上也呈現(xiàn)出上升的趨勢，這說明近些年來制造業(yè)行業(yè)資源配置效率有所改善。此外，從分解項的大小和變動幅度來看，企業(yè)平均生產率項遠遠大于OP協(xié)方差項，在考察期內，制造業(yè)行業(yè)總體生產率水平提高了1．20，其中企業(yè)內部生產率提高了0．98（占81．5%），而協(xié)方差項只上升 0．22（占 18．5%），表明制造業(yè)行業(yè)總體生產率的上升主要來自企業(yè)內部生產率的改善，而市場份額重置效應的貢獻相對較小。圖4進一步刻畫了二分位制造業(yè)行業(yè)全要素生產率的分解結果，不難看出，對所有制造業(yè)行業(yè)而言，企業(yè)平均生產率項都大于OP協(xié)方差項，這再次印證了企業(yè)內部生產率是行業(yè)總體生產率提升的主導因素。此外，OP協(xié)方差項在不同的制造業(yè)行業(yè)中也存在顯著的差異性，資源配置效率最高的是石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)（25），其次是煤炭開采和洗選業(yè)（6），而文教體育用品制造業(yè)（24）的資源配置效率最差。

圖3 Olley-Pakes生產率分解結果

圖4 各制造業(yè)行業(yè)全要素生產率的分解結果

（二）估計結果

以Melitz［27］為代表的新新貿易理論認為貿易自由化會導致資源從低生產率企業(yè)向高生產率企業(yè)重新進行配置，進而提高了行業(yè)總體生產率水平，下面的主要任務是對這一命題進行驗證。借鑒Harrison等［29］的做法，對每一個地區(qū)-行業(yè)對計算行業(yè)總體生產率并進行Olley-Pakes生產率分解，得到地區(qū)-行業(yè)層面的總體生產率tfpAGGjkt、地區(qū)-行業(yè)層面的企業(yè)平均生產率tfpAVEjkt以及地區(qū)-行業(yè)層面的OP協(xié)方差項tfpRELjkt。接下來構建以下計量模型考察貿易自由化對各個分解項的影響：

表4 分解生產率決定因素的IV-2SLS估計結果

在不同的模型中Yjkt分別用tfpAGGjkt、tfpAVEjkt和tfpRELjkt表示，并且各個模型都控制了行業(yè)效應νj、地區(qū)效應νk以及時間效應νt。我們仍然采用工具變量2SLS方法進行估計，貿易自由化工具變量的構造方法與前文相同。為了穩(wěn)健起見，我們同時對OP法和LP法測算的生產率作為分解基礎分別進行估計，結果報告在表4中，其中前3列使用OP法的生產率，后3列使用LP法的生產率。首先我們觀察表4的前3列，在對貿易自由化的內生性進行控制之后，最終品關稅和中間品關稅對行業(yè)總體生產率的估計系數(shù)為負，并且在1%水平上顯著，說明最終品關稅和中間品關稅減讓都顯著地提高了行業(yè)總體生產率水平，不過中間品關稅減讓引致的生產成本節(jié)約和優(yōu)質要素獲得對行業(yè)總體生產率的促進作用大于競爭效應，這與前文考察貿易自由化與企業(yè)生產率關系時得到的結論是類似的。第（2）列估計結果顯示，最終品關稅和中間品關稅減讓對企業(yè)內部生產率提高也都起到了顯著的促進作用，而且二者對企業(yè)平均生產率的影響程度大致相當。第（3）列是我們最為關注的估計結果，其中最終品關稅的估計系數(shù)為正，并且在1%水平上顯著，說明最終品關稅減讓引致的競爭效應并未有效地將市場份額從低效率的“差”企業(yè)轉移至高效率的“好”企業(yè)，但中間品關稅的估計系數(shù)顯著為負，這表明中間品關稅減讓引致的生產成本節(jié)約和優(yōu)質要素獲得有助于高效率的“好”企業(yè)贏得更大的市場份額。具體地，在樣本期內最終品關稅減讓使再配置效應生產率下降了0．25；中間品關稅減讓使得再配置效應生產率提高了0．23①由樣本期內關稅變化量與相應的估計參數(shù)相乘得到。?？梢姡Q易自由化在總體上對再配置效應生產率的影響十分微弱，這與Harrison等［29］對印度的研究發(fā)現(xiàn)較為相似。此外，我們注意到在第（1）—（2）列中赫芬達爾指數(shù)的估計系數(shù)顯著為負，說明市場競爭程度有利于提高行業(yè)總體生產率和企業(yè)平均生產率，而第（3）列的赫芬達爾指數(shù)盡管為負，但沒有通過顯著性檢驗，這就再次表明了市場競爭并未有效提高資源重置的效率。表4第（4）—（6）列進一步給出了LP法測算生產率情形的估計結果，發(fā)現(xiàn)各主要變量的系數(shù)符號和顯著性水平并未發(fā)生本質性改變，而且檢驗工具變量合理性的各統(tǒng)計量都表現(xiàn)良好，這就表明了回歸結果具有穩(wěn)健性。

六、結 論

本文利用1998-2007年高度細化的關稅數(shù)據和工業(yè)企業(yè)數(shù)據實證考察了貿易自由化與中國制造業(yè)企業(yè)生產率動態(tài)演進之間的關系。我們不僅測算了最終品關稅，還在此基礎上結合中國的投入-產出表進一步計算了中間品關稅，從而在研究中區(qū)分了貿易自由化的競爭效應和成本節(jié)約以及優(yōu)質要素獲得效應對企業(yè)生產率的作用，克服了已有的單從最終品關稅角度研究貿易自由化對中國企業(yè)生產率作用的缺陷。本文的研究發(fā)現(xiàn)：（1）貿易自由化對制造業(yè)企業(yè)生產率進步具有相當?shù)慕忉屃?，其中中間品關稅減讓引致的成本節(jié)約以及優(yōu)質要素獲得效應對企業(yè)生產率的促進作用比最終品關稅減讓引致的競爭效應更大；（2）貿易自由化對非出口企業(yè)、非加工企業(yè)以及本土企業(yè)的生產率提高的影響效應分別顯著地大于出口企業(yè)、加工企業(yè)和外資企業(yè)，并且這些差異又主要體現(xiàn)在中間品貿易自由化上；（3）制造業(yè)行業(yè)總體生產率的上升主要來自企業(yè)內部生產率的改善，而市場份額重置效應的貢獻相對較小，進一步的估計發(fā)現(xiàn)，貿易自由化對資源重置效率的凈影響也較為微弱。

本文為理解中國制造業(yè)企業(yè)生產率的動態(tài)演進提供了一個新的視角和經驗證據。此外，中國在2001年底加入WTO，其中的一個典型影響就是實行了大范圍的關稅削減，本文的樣本期恰好涵蓋了這一事件，所以本文的研究也為評價中國入世的經濟效果提供了一個有益的判別視角。當然，我們的研究還是初步的，仍然存在一些不足和需要完善的地方，例如，由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據庫中沒有提供一個企業(yè)是否從事加工貿易的信息，我們只是根據出口密集度的高低來近似地甄別企業(yè)是否從事加工貿易，盡管這種方法可以最大化地除去加工貿易型企業(yè)，但也可能會剔除掉很多非加工貿易的出口企業(yè)［35］，因此更為精確的做法是將工業(yè)企業(yè)數(shù)據和海關進出口數(shù)據匹配起來進行分析；此外，由于缺少企業(yè)進口方面的信息，我們的研究也只區(qū)分了貿易自由化對出口企業(yè)和非出口企業(yè)的影響，而進一步深入研究貿易自由化對進口企業(yè)和非進口企業(yè)的影響顯然也是具有重要的現(xiàn)實意義，當然這也需要匹配海關進出口數(shù)據。這些都是未來需要進一步研究的方向。

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