鐘建軍

(寧波大學(xué) 商學(xué)院，浙江 寧波 315211)

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進(jìn)口中間品質(zhì)量與中國制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率

鐘建軍

(寧波大學(xué) 商學(xué)院，浙江 寧波 315211)

摘要：本文基于2000～2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)數(shù)據(jù)，采用A-C-F方法測度制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而探討進(jìn)口中間品質(zhì)量對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，研究發(fā)現(xiàn)：進(jìn)口高質(zhì)量中間品有助于企業(yè)通過“學(xué)習(xí)效應(yīng)”機(jī)制、研發(fā)與進(jìn)口中間品質(zhì)量的“互補(bǔ)效應(yīng)”機(jī)制，提高全要素生產(chǎn)率。這兩種機(jī)制在考慮了企業(yè)貿(mào)易方式、出口狀態(tài)、所有制類型、進(jìn)口來源地差異后皆穩(wěn)健。在全球價值鏈環(huán)境下，提升中國貿(mào)易利得的一個有效途徑是進(jìn)口高質(zhì)量中間品。

關(guān)鍵詞：進(jìn)口中間品；產(chǎn)品質(zhì)量；全要素生產(chǎn)率；全球價值鏈

一、引言

在“獎出限入”貿(mào)易模式推動下，我國對外貿(mào)易取得了持續(xù)的快速發(fā)展。然而，我國對外貿(mào)易持續(xù)的巨額順差招致了其他國家的強(qiáng)烈指責(zé)，成為遭受各種國際貿(mào)易壁壘的主要原因。尤其是2008年全球金融危機(jī)以來，歐盟、美國等發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體對我國設(shè)置的技術(shù)性貿(mào)易壁壘措施驟然升級，降低對外貿(mào)易順差迫在眉睫。在此背景下，商務(wù)部在2015年11月5日發(fā)布的《中國對外貿(mào)易形勢報告(2015年秋季)》中強(qiáng)調(diào)，“面對外貿(mào)發(fā)展的復(fù)雜形勢……，繼續(xù)加強(qiáng)進(jìn)口，深化與經(jīng)貿(mào)伙伴務(wù)實合作，為外貿(mào)企業(yè)提升信心、穩(wěn)定國際市場份額創(chuàng)造更多有利條件”。受當(dāng)前國內(nèi)生產(chǎn)技術(shù)水平的限制，進(jìn)口核心、關(guān)鍵零部件等成為當(dāng)前對外貿(mào)易的主要著力點(diǎn)之一?，F(xiàn)實情況也證明了這一點(diǎn)，參照聯(lián)合國 Broad Economic Categories(BEC)分類法，根據(jù) BACI 國際貿(mào)易產(chǎn)品數(shù)據(jù)測算發(fā)現(xiàn)，1995～2013 年全世界中間品進(jìn)口額占總進(jìn)口額的比重位于 46.31%～52.11%之間，而中國的這一比重接近70%，在 61.02%～69.57%之間。進(jìn)口中間品貿(mào)易不僅擴(kuò)展了中間品種類，還為企業(yè)提供了國內(nèi)難以生產(chǎn)并隱含國外先進(jìn)技術(shù)的高質(zhì)量中間品。企業(yè)可借助進(jìn)口中間品的“自選擇效應(yīng)”和“學(xué)習(xí)效應(yīng)”，提高其全要素生產(chǎn)率，組織生產(chǎn)并出口高質(zhì)量最終產(chǎn)品，融入全球產(chǎn)業(yè)價值鏈體系以參與國際分工[1][2][3]。隨著生產(chǎn)者對投入品質(zhì)量偏好的強(qiáng)化，以及要素異質(zhì)性理論的興起，進(jìn)口中間品質(zhì)量對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響也逐漸得到學(xué)界廣泛關(guān)注[4]。

在中國背景下，進(jìn)口中間品質(zhì)量影響制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的機(jī)制，大致可歸納為進(jìn)口“學(xué)習(xí)效應(yīng)”機(jī)制和研發(fā)“替代或互補(bǔ)效應(yīng)”機(jī)制。自從中國加入WTO以來，進(jìn)口中間品關(guān)稅大幅下降，促進(jìn)了國外高質(zhì)量中間品不斷涌入中國。高質(zhì)量進(jìn)口中間品內(nèi)嵌了國外先進(jìn)技術(shù)，進(jìn)口企業(yè)可通過消化與吸收等途徑提高企業(yè)生產(chǎn)率，即進(jìn)口“學(xué)習(xí)效應(yīng)”機(jī)制[5]。此外，中國還存在不少兩頭在外的加工貿(mào)易企業(yè)，如富士康等企業(yè)進(jìn)口國外企業(yè)所提供的高質(zhì)量關(guān)鍵零部件等中間品、產(chǎn)品設(shè)計與研發(fā)以及生產(chǎn)工藝與流程等，從而省去研發(fā)投入，即研發(fā)“替代效應(yīng)”機(jī)制；或者結(jié)合本企業(yè)的軟件研發(fā)投入，以互補(bǔ)國外關(guān)鍵零部件，如小米企業(yè)進(jìn)口高通手機(jī)處理器，互補(bǔ)自身深度優(yōu)化的米柚系統(tǒng)，即研發(fā)“互補(bǔ)效應(yīng)”機(jī)制。

然而，如何測度企業(yè)所進(jìn)口的中間產(chǎn)品質(zhì)量，則是檢驗以上作用機(jī)制的關(guān)鍵。國內(nèi)外文獻(xiàn)顯示，目前還未能形成較為完善和成熟的企業(yè)層面中間產(chǎn)品質(zhì)量測度方法。進(jìn)口中間品的需求者是生產(chǎn)制造型企業(yè)，與出口最終品質(zhì)量的測度存在差異。兩者的差異主要體現(xiàn)在工具變量的選擇上，張杰等認(rèn)為，進(jìn)口關(guān)稅和出口退稅率這兩個工具變量并不適用于中國情境，其采用企業(yè)進(jìn)口中間品的真實匯率作為工具變量，以解決企業(yè)出口產(chǎn)品價格與其需求之間的內(nèi)生性問題，估算出了中國2000～2006年的出口產(chǎn)品質(zhì)量[6]。但是，在現(xiàn)實中，并非所有企業(yè)都會進(jìn)口中間品；此外，張杰等人的工具變量并不適用于解決進(jìn)口中間品價格和其需求之間的內(nèi)生性問題，其原因在于，進(jìn)口中間品真實匯率會直接影響進(jìn)口中間品價格，進(jìn)而影響其需求。企業(yè)即使按真實匯率進(jìn)口中間品，也存在進(jìn)口中間品與勞動者技能不匹配的可能，導(dǎo)致進(jìn)口中間品技術(shù)溢出效應(yīng)不能充分發(fā)揮。進(jìn)一步地，進(jìn)口中間品的需求者為生產(chǎn)企業(yè)，也有別于出口最終產(chǎn)品的消費(fèi)者。施炳展和曾祥菲采用函數(shù)估算法測算了中國2000～2006年企業(yè)的進(jìn)口產(chǎn)品質(zhì)量[7]，但作者并未明確說明控制了中國消費(fèi)者的哪些特征，存在忽略進(jìn)口產(chǎn)品需求者決策不確定性等“黑匣子”問題。

此外，在測度企業(yè)全要素生產(chǎn)率時， OLS、O-P、L-P等是常見方法。然而，OLS方法存在“聯(lián)立性偏誤”問題。如果忽略企業(yè)進(jìn)入和退出市場機(jī)制，“選擇性偏誤”將會產(chǎn)生。O-P方法采用企業(yè)投資代理未觀察到的生產(chǎn)率沖擊以解決“聯(lián)立性偏誤”問題，將企業(yè)進(jìn)入與退出市場機(jī)制納入計量模型以解決“選擇性偏誤”問題。L-P方法將中間投入品作為未觀測到的生產(chǎn)率代理變量，擴(kuò)展了O-P方法的適用性。A-C-F方法擴(kuò)展了L-P方法，在增加值生產(chǎn)方程中，勞動的系數(shù)不需與O-P方法一樣在第一階段估算出，而是在第二階段通過NLLS或者GMM估計得出。所有變量的系數(shù)都在第二階段估算出，第一階段的估計僅僅是剔除生產(chǎn)函數(shù)的誤差項，進(jìn)而解決“聯(lián)立性偏誤”與“選擇性偏誤”問題[8]①。

鑒于現(xiàn)有研究測度企業(yè)層面進(jìn)口中間品質(zhì)量的不足，我們在D-S框架下，在控制出口經(jīng)濟(jì)體、年份、企業(yè)所有制，以及企業(yè)所處省份(地區(qū))的基礎(chǔ)上，估算進(jìn)口中間品質(zhì)量。同時，鑒于L-P方法存在共線性問題，本文采用A-C-F方法測度TFP，從產(chǎn)品類型、進(jìn)口來源國、所有制類型、貿(mào)易方式、出口狀態(tài)等多個維度，探討進(jìn)口中間品質(zhì)量對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，為企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率提供新思路。與既有文獻(xiàn)相比，本文的可能貢獻(xiàn)體現(xiàn)為三個方面：一是與大多數(shù)測度企業(yè)全要素生產(chǎn)率的文獻(xiàn)不同，本文采用A-C-F方法測度制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率，解決“聯(lián)立性偏誤”與“選擇性偏誤”問題；二是從進(jìn)口中間產(chǎn)品質(zhì)量視角審核進(jìn)口對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響；三是在控制國家-年份固定效應(yīng)和進(jìn)口企業(yè)特征的基礎(chǔ)上，采用函數(shù)估算法測度進(jìn)口中間品質(zhì)量，并細(xì)分樣本實證檢驗進(jìn)口“學(xué)習(xí)效應(yīng)”機(jī)制、研發(fā)“替代效應(yīng)”或“互補(bǔ)效應(yīng)”機(jī)制，提出相應(yīng)政策建議。

二、計量模型、數(shù)據(jù)與變量說明

(一)計量模型

參照Hallak的產(chǎn)品質(zhì)量設(shè)定方式[9]，結(jié)合Kasahara和Rodrigue的生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定[10]，設(shè)t期企業(yè)i的生產(chǎn)函數(shù)Yit為：

(1)

式(1)中，?it為生產(chǎn)率沖擊，Kit為資本投入，Lit為勞動投入，mijkt、qijkt和Nit分別為t期企業(yè)i從進(jìn)口來源地k進(jìn)口第j種中間品的數(shù)量和質(zhì)量，以及進(jìn)口的種類，j∈Nit，參數(shù)γ代表生產(chǎn)者對進(jìn)口中間品質(zhì)量的偏好強(qiáng)度，任意兩種進(jìn)口中間品之間的替代彈性ρ>1。

(2)

(3)

此外，企業(yè)全要素生產(chǎn)率既取決于自身過去的全要素生產(chǎn)率，又取決于其他控制變量。對式(3)兩邊取自然對數(shù)，可得進(jìn)口中間品質(zhì)量與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的基準(zhǔn)計量模型：

(4)

模型(4)中， lntfpit代表t期企業(yè)i經(jīng)自然對數(shù)變換后的全要素生產(chǎn)率。lnqijkt代表t期企業(yè)i從進(jìn)口來源地k進(jìn)口第j種中間品的質(zhì)量。xit代表其他控制變量，如行業(yè)競爭程度、資本強(qiáng)度、研發(fā)投入、企業(yè)年齡、出口狀態(tài)等。φi為企業(yè)特定要素，以控制企業(yè)不隨時間變化的特征，如企業(yè)所有制、所處省份(地區(qū))、貿(mào)易方式等。φj為行業(yè)特定要素，以控制行業(yè)特征的影響。φt為年份特定要素，以控制不隨企業(yè)變化的時間特征，如2001年中國加入WTO，2005年人民幣升值等；εijt為誤差項。

(二)數(shù)據(jù)來源及處理

本文的數(shù)據(jù)來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫，因2008年和2009年數(shù)據(jù)缺失工業(yè)增加值，難以估算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，為了保持時間的連續(xù)性，我們選取的時間段為2000～2007年。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)用于測度企業(yè)全要素生產(chǎn)率，中國海關(guān)數(shù)據(jù)主要用于測度進(jìn)口中間品質(zhì)量。對于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，我們先剔除勞動從業(yè)人員小于10人的企業(yè)，再剔除不符合通用會計準(zhǔn)則(GAAP)的企業(yè)，如流動資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、總固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值大于總資產(chǎn)、企業(yè)名稱缺失、成立時間不合法以及中間投入額為零等。鑒于這兩大數(shù)據(jù)庫的企業(yè)代碼標(biāo)準(zhǔn)不一，我們借鑒Yu 和 Li的匹配技術(shù)[11]，采用企業(yè)中文名稱、郵政編碼、聯(lián)系人以及電話等信息進(jìn)行匹配。對于中國海關(guān)數(shù)據(jù)，我們采用BEC分類標(biāo)準(zhǔn)，即代碼為111、121、21、22、31、322、42、53的產(chǎn)品為中間品，并用1996年的BEC-HS六位碼對應(yīng)表與2002年的BEC-HS六位碼對應(yīng)表分別對2000～2001年與2002～2007年的產(chǎn)品進(jìn)行對應(yīng)處理，再將所獲得的HS六位碼與中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫中的HS八位碼數(shù)據(jù)進(jìn)行對應(yīng)處理。

為了探討不同進(jìn)口來源國中間品質(zhì)量對中國制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文將進(jìn)口來源國分為發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體。參照國際貨幣基金組織的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體分類標(biāo)準(zhǔn)，本文選取的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體有33個，分別為塞浦路斯、中國香港、以色列、日本、新加坡、韓國、中國臺灣、丹麥、英國、德國、法國、愛爾蘭、意大、盧森堡、荷蘭、希臘、葡萄牙、西班牙、奧地利、冰島、馬耳他、挪威、瑞典、瑞士、愛沙尼亞、拉脫維亞、斯洛文尼亞、捷克、斯洛伐克、加拿大、美國、澳大利亞、新西蘭，其余156個為發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體。

(三)變量選取

1.被解釋變量

被解釋變量是企業(yè)全要素生產(chǎn)率。本文采用A-C-F方法測度TFP，具體測算方法如下。

假設(shè)企業(yè)經(jīng)過對數(shù)變換后的生產(chǎn)函數(shù)為：

yit=βllit+βkkit+βmmit+ωit+μit

(5)

其中，yit、lit、kit、mit分別表示企業(yè)在t期的工業(yè)增加值、勞動力、資本和原材料投入。ωit為企業(yè)能觀測到的生產(chǎn)率沖擊。μit為難以觀測的生產(chǎn)率沖擊，并且服從獨(dú)立同分布。β=(βl，βk，βm)為生產(chǎn)函數(shù)的系數(shù)向量。鑒于企業(yè)解雇、雇傭和培訓(xùn)勞動者的事實，企業(yè)分別在 t-b期(0

yit=Φit+μit

(6)

ωit=E[ωit|Iit-1]+ζit=E[ωit|ωit-1]+ζit

(7)

其中，ζit是特定沖擊。

在第一階段，給定任意ζit(βl，βk，βm), 生產(chǎn)率ωit(βl，βk，βm)可根據(jù)式(8)求得。

(8)

給定β，特定沖擊ζit可通過ωit(βl，βk，βm)對ωit-1(βl，βk，βm)進(jìn)行非參數(shù)回歸估計求得。

kit在t-1期被選擇確定，因而與ζit(βl，βk，βm)不相關(guān)。因此，用于估算生產(chǎn)函數(shù)中各個參數(shù)的矩條件為：

(9)

2.解釋變量

(1)進(jìn)口中間品質(zhì)量。本文在D-S框架內(nèi)構(gòu)建進(jìn)口中間品質(zhì)量測度框架。

假設(shè)企業(yè)i對第j種HS8位碼進(jìn)口中間品的總支出為：

(10)

其中，σ、t、q、k分別代表不同進(jìn)口中間品之間的替代彈性(σ>1)、時間、進(jìn)口中間品質(zhì)量和進(jìn)口來源地。在既定中間產(chǎn)品需求的基礎(chǔ)上，最小化中間產(chǎn)品總支出，可得到企業(yè)i對第j種中間產(chǎn)品的最佳需求量為：

(11)

lnmijkt=χk+γt-σlnpijkt+∑ηl+εijkt

(12)

其中，χk用以控制出口方固定效應(yīng)；γt=lnMikt+σlnPMt，用以控制進(jìn)口企業(yè)對進(jìn)口中間品的需求情況；ηl用以控制企業(yè)所有制、所處省份(地區(qū))以及年份和三位碼行業(yè)，究其原因在于企業(yè)會根據(jù)自身要素稟賦情況選擇進(jìn)口不同質(zhì)量的中間品，這也是與施炳展和曾祥菲研究的不同之處[7]。進(jìn)口中間品質(zhì)量以殘差項εijkt處理。企業(yè)進(jìn)口中間產(chǎn)品質(zhì)量 lnqijkt用式(13)予以測度：

(13)

(2)研發(fā)和進(jìn)口中間品質(zhì)量的交互項。如前所述，研發(fā)和進(jìn)口中間品質(zhì)量間存在“替代效應(yīng)”機(jī)制或者“互補(bǔ)效應(yīng)”機(jī)制，可引入研發(fā)和進(jìn)口中間品質(zhì)量的交互項(lnrd×lnq)進(jìn)行檢驗。

(3)人力資本和進(jìn)口中間品質(zhì)量的交互項。為了探討進(jìn)口中間品質(zhì)量的學(xué)習(xí)或溢出效應(yīng)的條件性，我們還加入人力資本和進(jìn)口中間品質(zhì)量的交互項。參照鐘建軍和熊曉花的研究[12]，我們采用勞動者真實小時工資代理人力資本，以lnhc×lnq的形式進(jìn)入計量方程。

3.其他控制變量

(1)企業(yè)規(guī)模。Leung 等、孫曉華和王昀發(fā)現(xiàn)，企業(yè)規(guī)模對其生產(chǎn)率具有顯著影響[13][14]。為了控制企業(yè)規(guī)模的影響，又盡可能避免變量之間可能存在的多重共線性問題, 我們采用企業(yè)全部職工人數(shù)作為企業(yè)規(guī)模的代理指標(biāo)，以lnscale形式進(jìn)入計量模型。

(2)研發(fā)。研發(fā)投入有助于提高企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平，進(jìn)而影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率[15]，可采用研發(fā)支出占總產(chǎn)出的比重予以代理，以lnrd的形式進(jìn)入計量模型。

(3)資本強(qiáng)度。Hall和Jones將勞均產(chǎn)出的變動解釋為資本強(qiáng)度、人力資本和全要素生產(chǎn)率的差異[16]，加之本文采用類似索羅殘值的形式估算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。因此，還需控制資本強(qiáng)度，即用勞均物資資本以控制其對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，以lnci形式進(jìn)入計量模型。

(4)市場競爭程度。研究揭示，競爭性市場能刺激企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率[17]，針對本文所使用的數(shù)據(jù)，參考張杰等的設(shè)定方法，用赫芬達(dá)爾指數(shù)代理市場競爭程度[18]，以lnherfind形式進(jìn)入計量模型。

(5)企業(yè)年齡。Huergo和Jaumandreu發(fā)現(xiàn)，新生企業(yè)傾向于有更高的生產(chǎn)率增長率，但是隨著時間的推移，其生產(chǎn)率將收斂于平均生產(chǎn)率[19]。為此，我們引入企業(yè)年齡，以樣本期間年份減去成立時的年份予以計算，以age的形式進(jìn)入計量模型。

(6)出口。研究表明，企業(yè)可以通過“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”影響其生產(chǎn)率[20][21][22]，采用企業(yè)是否出口作為出口的代理變量，以export的形式進(jìn)入計量模型。

此外，我們還加入了年份、企業(yè)所有制、企業(yè)貿(mào)易方式、企業(yè)所處省份(地區(qū))以及三位碼行業(yè)等虛擬變量，以控制經(jīng)濟(jì)周期、所有制差異、貿(mào)易方式差異、地域特征和行業(yè)特點(diǎn)的影響。

三、計量結(jié)果與分析

(一)相關(guān)性分析

在回歸分析之前，我們先給出各主要變量的Spearman相關(guān)系數(shù)矩陣，以判定各主要變量間是否存在嚴(yán)重的多重共線性問題。如表1所示，lnrd與lnrd×lnq、lnhc×lnq，lnq與lnrd×lnq、lnhc×lnq，lnscale與lnrd、lnhc×lnq，以及l(fā)nrd×lnq與lnhc×lnq之間的相關(guān)系數(shù)在0.4630以上，呈中度相關(guān)，最直接的解決方法是不同時將這些變量兩兩納入計量模型。其余各變量間的相關(guān)系數(shù)都在0.4630之下，說明各變量間并不存在嚴(yán)重的多重共線性問題，可進(jìn)行以下的回歸分析。

表1　　　各主要變量的Spearman相關(guān)系數(shù)矩陣

注：***表示在1%的顯著性水平下顯著。

(二)計量結(jié)果分析

為了控制行業(yè)類別差異，我們采用areg命令進(jìn)行回歸分析，以探討進(jìn)口中間品質(zhì)量對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

1.總樣本回歸結(jié)果

由表2可以看出，從平均效應(yīng)來看，列(1)～(7)顯示，進(jìn)口中間品質(zhì)量的系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著為正，這就意味著在其他條件不變時，企業(yè)可通過學(xué)習(xí)、吸收高質(zhì)量的進(jìn)口中間品來提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，即“學(xué)習(xí)效應(yīng)”機(jī)制成立。列(8)中，研發(fā)和進(jìn)口中間品質(zhì)量的交互項系數(shù)顯著為正，說明從總體來看，研發(fā)和進(jìn)口中間品質(zhì)量之間存在互補(bǔ)效應(yīng)，即進(jìn)口中間品質(zhì)量通過其與企業(yè)研發(fā)的“互補(bǔ)效應(yīng)”機(jī)制影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。列(9)主要探討進(jìn)口中間品質(zhì)量“學(xué)習(xí)效應(yīng)”的條件性，人力資本和進(jìn)口中間品質(zhì)量的交互項系數(shù)在1%顯著性水平顯著為負(fù)，說明人力資本低的進(jìn)口企業(yè)，可借助進(jìn)口高質(zhì)量中間品提升其全要素生產(chǎn)率。研發(fā)和市場競爭程度的系數(shù)在1%顯著性水平顯著為正，也印證了研發(fā)和市場競爭有助于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的結(jié)論[15][17]。其余控制變量總體上在1%顯著性水平顯著為負(fù)。其中，企業(yè)年齡的影響顯著為負(fù)，這意味著年輕企業(yè)有更高的全要素生產(chǎn)率，與Huergo和Jaumandreu的結(jié)論相同[19]。值得注意的是，在考慮進(jìn)口中間品質(zhì)量情形下，出口對全要素生產(chǎn)率具有顯著負(fù)效應(yīng)，這為“生產(chǎn)率悖論”在中國的適用性提供了新視角，張杰等也印證了這一觀點(diǎn)[18]。

表2　　基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著，表3中的九個回歸分析皆控制了時間、行業(yè)、企業(yè)所有制、貿(mào)易方式、所處省份(地區(qū))等固定效應(yīng)。

2.細(xì)分樣本的檢驗

為了進(jìn)一步考察進(jìn)口中間品質(zhì)量對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，我們還按照貿(mào)易方式、出口狀態(tài)、企業(yè)所有制類型、進(jìn)口來源地等細(xì)分樣本進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表3～5所示。從表3中進(jìn)口中間品質(zhì)量的系數(shù)來看，進(jìn)口中間品質(zhì)量總體上對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著正向效應(yīng)，亦即進(jìn)口中間品質(zhì)量的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”機(jī)制成立?？傮w來看，研發(fā)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有正向影響，例外的是從事加工貿(mào)易的企業(yè)樣本，研發(fā)的影響不顯著。對于從事加工貿(mào)易的企業(yè)來說，進(jìn)口會抑制其研發(fā)投入，使得研發(fā)投入對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響不顯著[23]。從進(jìn)口中間品質(zhì)量和研發(fā)的交互項系數(shù)可以看出(如表4所示)，研發(fā)和進(jìn)口中間品質(zhì)量之間存在互補(bǔ)效應(yīng)。企業(yè)可借助“學(xué)習(xí)效應(yīng)”機(jī)制，吸收與消化國外關(guān)鍵零部件等高質(zhì)量進(jìn)口中間品所蘊(yùn)涵的國外先進(jìn)技術(shù)，以提高創(chuàng)新能力，進(jìn)而與其國內(nèi)研發(fā)投入互補(bǔ)，共同提升其生產(chǎn)率水平，即進(jìn)口中間品質(zhì)量影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的“互補(bǔ)效應(yīng)”機(jī)制成立。再來看進(jìn)口中間品質(zhì)量與人力資本的交互項系數(shù)，表5中9個樣本中的系數(shù)皆為負(fù)，且在1%的顯著性水平顯著，即進(jìn)口中間品質(zhì)量的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”機(jī)制，較多存在于人力資本較低的企業(yè)。

區(qū)分樣本來看，在進(jìn)口中間品質(zhì)量影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”機(jī)制上，從事一般貿(mào)易企業(yè)、不出口企業(yè)、外資企業(yè)、從發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體進(jìn)口分別強(qiáng)于加工貿(mào)易企業(yè)、出口企業(yè)、私營企業(yè)和國有及集體企業(yè)、從發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)口。在進(jìn)口中間品質(zhì)量與研發(fā)的“互補(bǔ)效應(yīng)”機(jī)制方面，從事一般貿(mào)易企業(yè)、不出口企業(yè)、私營企業(yè)和國有及集體企業(yè)、從發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)口分別強(qiáng)于加工貿(mào)易企業(yè)、出口企業(yè)、外資企業(yè)、從發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體進(jìn)口。這也說明，盡管從發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)口的中間品質(zhì)量的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”稍微弱于從發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體進(jìn)口，但是其與研發(fā)的“互補(bǔ)效應(yīng)”機(jī)制強(qiáng)于后者。這可能與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體出于技術(shù)保護(hù)考慮，將稍微低于本國中間品質(zhì)量的中間品出口到中國，一旦進(jìn)口企業(yè)吸收并消化了其隱含在中間品內(nèi)的技術(shù)后，將對國內(nèi)研發(fā)形成推力，更容易形成互補(bǔ)關(guān)系，以提升其全要素生產(chǎn)率。

表3　　“學(xué)習(xí)效應(yīng)”機(jī)制的細(xì)分樣本檢驗結(jié)果

注：表3中，貿(mào)易方式差異樣本控制了時間、行業(yè)、企業(yè)所有制、所處省份(地區(qū))等固定效應(yīng)，出口狀態(tài)差異和進(jìn)口來源地差異樣本控制了時間、行業(yè)、企業(yè)所有制、貿(mào)易方式、所處省份(地區(qū))等固定效應(yīng)，所有制類型差異樣本控制了時間、行業(yè)、所處省份(地區(qū))、貿(mào)易方式等固定效應(yīng)。表4～5同。

表4　　與研發(fā)的“互補(bǔ)效應(yīng)”機(jī)制的細(xì)分樣本檢驗結(jié)果

表5　　　“學(xué)習(xí)效應(yīng)”機(jī)制條件性的細(xì)分樣本檢驗結(jié)果

在進(jìn)口中間品質(zhì)量影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”機(jī)制的條件上，對于人力資本較弱的加工貿(mào)易企業(yè)、不出口企業(yè)、外資企業(yè)、私營企業(yè)和從發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)口的企業(yè)來說，更應(yīng)該進(jìn)口高質(zhì)量中間品以提升全要素生產(chǎn)率。這也就為人力資本不強(qiáng)的企業(yè)，尤其是從事加工貿(mào)易的企業(yè)、不出口企業(yè)、外資企業(yè)、私營企業(yè)、從發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)口中間品的企業(yè)，進(jìn)口高質(zhì)量中間品以提升全要素生產(chǎn)率的做法，提供了經(jīng)驗證據(jù)。

3.穩(wěn)健性檢驗：內(nèi)生性問題的處理

也有研究表明，企業(yè)進(jìn)口產(chǎn)品決策在很大程度上取決于其全要素生產(chǎn)率[25]，即企業(yè)進(jìn)口中間品質(zhì)量與其全要素生產(chǎn)率之間存在雙向因果關(guān)系，亦即存在內(nèi)生性問題。除了在式(4)中引入全要素生產(chǎn)率的滯后一期外，本文還采用工具變量法以有效解決這種潛在的內(nèi)生性問題。參考Yu和Li的工具變量[11]，采用企業(yè)層面(經(jīng)加權(quán)處理)的進(jìn)口關(guān)稅作為企業(yè)進(jìn)口中間品質(zhì)量的一個外生工具變量，借助兩階段最小二乘回歸法(2SLS)對不同子樣本進(jìn)行估計，回歸結(jié)果如表6所示。

因加工貿(mào)易的關(guān)稅為零，為此我們僅以從事一般貿(mào)易的企業(yè)為樣本，再將樣本按不同產(chǎn)品屬性細(xì)分為五個樣本，進(jìn)行2SLS回歸。本文的聚焦點(diǎn)是進(jìn)口中間品質(zhì)量，高質(zhì)量進(jìn)口中間品受關(guān)稅影響更為明顯。參考Rauch的產(chǎn)品分類方法[26]，選擇Conservative和Liberal分類中的差異化產(chǎn)品作為樣本，以進(jìn)行2SLS回歸。為了進(jìn)一步分析進(jìn)口中間品的技術(shù)含量，我們還參考Basu的分類方法[27]，鑒于礦物燃料僅適用于特定行業(yè)，以及未分類產(chǎn)品的模糊性，選取HS-6位碼中的低、中、高技術(shù)密集度制成品(code= C、D、E)作為樣本，進(jìn)行相應(yīng)的2SLS回歸。因篇幅限制，本部分僅檢驗進(jìn)口中間品質(zhì)量影響全要素生產(chǎn)率的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”機(jī)制。上述各樣本的回歸結(jié)果如表6中列(1)～(6)所示。從列(1)～(6)的結(jié)果可以看出，進(jìn)口中間品質(zhì)量的系數(shù)始終在1%的顯著性水平下顯著為正，即進(jìn)口中間品質(zhì)量對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有正向效應(yīng)，其余控制變量的符號與表2一致。從進(jìn)口中間品質(zhì)量的系數(shù)大小來看，對于從事一般貿(mào)易的企業(yè)來說，進(jìn)口高技術(shù)密集型產(chǎn)品的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”最強(qiáng)。

表6　　進(jìn)口中間品質(zhì)量的全要素生產(chǎn)率效應(yīng)：工具變量估計結(jié)果

四、結(jié)論與政策啟示

本文基于2000～2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫，在D-S框架下，采用函數(shù)估算法測度進(jìn)口中間品質(zhì)量。在采用A-C-F方法測度全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上，實證檢驗了進(jìn)口中間品質(zhì)量對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，并采用兩階段工具變量法解決內(nèi)生性問題，實證結(jié)果顯示：(1)進(jìn)口中間品質(zhì)量對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著正向影響，亦即“學(xué)習(xí)效應(yīng)”機(jī)制成立，這個結(jié)論對于從事不同貿(mào)易方式的企業(yè)、不同所有制企業(yè)、出口與否企業(yè)、從不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平經(jīng)濟(jì)體進(jìn)口，按不同產(chǎn)品分類標(biāo)準(zhǔn)的進(jìn)口中間品等子樣本，都是成立的。從事一般貿(mào)易企業(yè)、不出口企業(yè)、外資企業(yè)、從發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體進(jìn)口的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”分別強(qiáng)于加工貿(mào)易企業(yè)、出口企業(yè)、私營企業(yè)和國有及集體企業(yè)、從發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)口。(2)在進(jìn)口中間品質(zhì)量與研發(fā)的“互補(bǔ)效應(yīng)”機(jī)制方面，從事一般貿(mào)易企業(yè)、不出口企業(yè)、私營企業(yè)和國有及集體企業(yè)、從發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)口分別強(qiáng)于加工貿(mào)易企業(yè)、出口企業(yè)、外資企業(yè)、從發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體進(jìn)口。(3)在進(jìn)口中間品質(zhì)量影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”機(jī)制的條件上，對于人力資本較弱的加工貿(mào)易企業(yè)、不出口企業(yè)、外資企業(yè)、私營企業(yè)和從發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)口的企業(yè)來說，更應(yīng)該進(jìn)口高質(zhì)量中間品以提升全要素生產(chǎn)率。

總體來看，多個維度的實證結(jié)果皆揭示，進(jìn)口高質(zhì)量中間品有助于企業(yè)通過“學(xué)習(xí)效應(yīng)”機(jī)制、研發(fā)與進(jìn)口中間品質(zhì)量的“互補(bǔ)效應(yīng)”機(jī)制，提高全要素生產(chǎn)率。這表明在全球價值鏈環(huán)境下，提升中國貿(mào)易利得的一個重要途徑是進(jìn)口高質(zhì)量中間品。在當(dāng)前國內(nèi)生產(chǎn)技術(shù)水平相對低下，出口需求持續(xù)低迷的背景下，可深化同經(jīng)貿(mào)伙伴的務(wù)實合作，鼓勵銀行業(yè)和其他金融部門加大信貸支持力度，以支持核心、關(guān)鍵零部件和稀缺原材料等的進(jìn)口。

注釋：

①具體測算代碼可從http://webuser.bus.umich.edu/jagadees/other/acf_code.html下載，再根據(jù)研究需求進(jìn)行相應(yīng)修改。

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(責(zé)任編輯：易會文)

中圖分類號：F752.61

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1003-5230(2016)03-0124-09

作者簡介：鐘建軍(1984— )，男，江西宜豐人，寧波大學(xué)商學(xué)院講師，中國非公有制經(jīng)濟(jì)人士統(tǒng)戰(zhàn)研究基地研究員。

基金項目：教育部人文社會科學(xué)研究一般項目“進(jìn)口中間品種類與質(zhì)量對中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率影響的理論與實證”(15YJC790154)；浙江省哲學(xué)社會科學(xué)重點(diǎn)研究基地(區(qū)域經(jīng)濟(jì)開放與發(fā)展研究中心)“進(jìn)口自由化對企業(yè)創(chuàng)新的影響研究：基于進(jìn)口中間品質(zhì)量視角”(15JDQY02YB)；浙江省自然科學(xué)基金項目“進(jìn)口中間品質(zhì)量對浙江船舶工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響研究”(LQ16G030003)；寧波大學(xué)人文社會科學(xué)培育項目“供應(yīng)鏈貿(mào)易視角下我國制造業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級機(jī)制與對策研究”(XPYB14002)

收稿日期：2016-02-14