一 引言及文獻(xiàn)綜述

隨著國(guó)際產(chǎn)業(yè)分工從產(chǎn)品間分工向生產(chǎn)內(nèi)分工不斷演化，以及分工范圍擴(kuò)大和深入，工業(yè)制成品的生產(chǎn)鏈條逐漸拉長(zhǎng)，生產(chǎn)工序不斷細(xì)化，中間產(chǎn)品貿(mào)易飛速發(fā)展，產(chǎn)品生產(chǎn)跨越多個(gè)地區(qū)的現(xiàn)象愈來(lái)愈普遍，產(chǎn)品的價(jià)值實(shí)際上被很多國(guó)家(地區(qū))分享，而不是僅由最終出口該產(chǎn)品的國(guó)家(地區(qū))占有，價(jià)值鏈的全球特征比較明顯。由于生產(chǎn)過(guò)程是由知識(shí)和技術(shù)密集度以及附加值由低到高的環(huán)節(jié)或任務(wù)序列組成，這些生產(chǎn)內(nèi)分工在國(guó)家和地區(qū)間分布取決于各自的比較優(yōu)勢(shì)與生產(chǎn)能力。一項(xiàng)調(diào)查表明，300家銷售收入超過(guò)10億美元的跨國(guó)企業(yè)中(OECD, 2013)，平均51%的元器件生產(chǎn)、47%的最終組裝生產(chǎn)、46%的倉(cāng)儲(chǔ)、43%的顧客服務(wù)、39%的產(chǎn)品研發(fā)是在本國(guó)之外完成的。

一般而言，一國(guó)參與全球價(jià)值鏈(GVC)分工有兩種方式：進(jìn)口中間投入品用于生產(chǎn)出口產(chǎn)品(后向聯(lián)系)和出口中間投入品被其他國(guó)家用于生產(chǎn)出口產(chǎn)品(前向聯(lián)系)(Hummels et al.,2001)[1]。各國(guó)企業(yè)通過(guò)頻繁的進(jìn)出口貿(mào)易尤其是中間品貿(mào)易整合到全球價(jià)值鏈分工體系中，呈現(xiàn)出共生、共振、共榮的格局。在產(chǎn)品內(nèi)分工體系中，發(fā)達(dá)國(guó)家在中間品創(chuàng)新和出口上擁有絕對(duì)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，憑借著多樣化技術(shù)優(yōu)勢(shì)和中間產(chǎn)品在各國(guó)之間不斷重新配置生產(chǎn)，利用各國(guó)比較優(yōu)勢(shì)來(lái)獲取“技術(shù)多樣化紅利”，而發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展憑借著豐富的人力資源和未開(kāi)發(fā)的土地、環(huán)境等自然資源稟賦吸引發(fā)達(dá)國(guó)家中間產(chǎn)品和技術(shù)轉(zhuǎn)移，通過(guò)進(jìn)口中間品進(jìn)行加工組裝再出口發(fā)達(dá)國(guó)家的生產(chǎn)模式，引發(fā)和帶動(dòng)國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)分工深化和發(fā)展，獲取“人口紅利”和“自然資源紅利”。但受稟賦差異的影響，各國(guó)在產(chǎn)業(yè)內(nèi)國(guó)際分工發(fā)展中實(shí)現(xiàn)的貿(mào)易擴(kuò)展邊際和集約邊際存在顯著區(qū)別，使得各國(guó)分享的“全球化分工紅利”有所不同，以及各國(guó)內(nèi)部不同類型勞動(dòng)力分享的“全球化分工紅利”也呈現(xiàn)出差異和不平等。西方發(fā)達(dá)國(guó)家利用全球價(jià)值鏈分工實(shí)現(xiàn)了“強(qiáng)者越強(qiáng)”，即高技能勞動(dòng)力在所有制造業(yè)全球價(jià)值鏈中占增加值份額平均增長(zhǎng)5%，而中國(guó)只增長(zhǎng)了2%，明顯低于巴西、印度等國(guó)家(Timmer et al.,2014)[2]。因此，本文認(rèn)為前向聯(lián)系和后向聯(lián)系對(duì)一國(guó)全要素生產(chǎn)率的影響存在差異性，統(tǒng)一對(duì)待有可能高估(低估)參與全球價(jià)值鏈分工對(duì)發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體(發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體)的影響。另外，區(qū)別前向聯(lián)系和后向聯(lián)系的不同作用，也有助于幫助中國(guó)企業(yè)理解過(guò)度參與后向聯(lián)系的局限性，以期通過(guò)提高創(chuàng)新能力實(shí)現(xiàn)全球價(jià)值鏈參與方式的轉(zhuǎn)變，通過(guò)更多的出口中間品促進(jìn)中國(guó)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，進(jìn)而繼續(xù)推進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)又好又快地發(fā)展。

早期對(duì)全球價(jià)值鏈問(wèn)題的研究主要是從單個(gè)企業(yè)或行業(yè)的角度來(lái)考察，例如通過(guò)案例研究從微觀角度詮釋各國(guó)在該產(chǎn)品全球價(jià)值鏈中的參與特征。之后大量研究基于垂直專業(yè)化理論與增加值貿(mào)易核算框架量化一國(guó)參與國(guó)際分工的程度(Hummels et al.,2001[1]；Johnson和Noguera，2012[3]；Koopman et al.,2014[4]；Wang et al.,2017[5])。近年來(lái)大量文獻(xiàn)集中研究了參與國(guó)際生產(chǎn)分工的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，比如對(duì)收入分配(Feenstra和Hanson，1999)[6]、出口產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度(邱斌等，2012)[7]的影響。

依靠技術(shù)進(jìn)步的全要素生產(chǎn)率提升是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵，因此，系統(tǒng)研究參與全球價(jià)值鏈分工對(duì)生產(chǎn)率的影響尤為重要。從積極影響來(lái)看，許多理論研究表明外包或全球價(jià)值鏈可以通過(guò)更細(xì)化的勞動(dòng)分工、要素增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步以及中間投入種類多樣性、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、技術(shù)溢出等多種渠道提升生產(chǎn)率水平(Grossman和Rossi-Hansberg,2008[8]；Li和Liu，2012[9]；Baldwin和Robert-Nicoud，2014[10])，大量實(shí)證文獻(xiàn)也從不同層面上驗(yàn)證了參與全球價(jià)值鏈分工對(duì)生產(chǎn)率的影響。微觀(企業(yè))層面，Baldwin和Yan(2014)[11]利用加拿大企業(yè)微觀數(shù)據(jù)證明了參與全球價(jià)值鏈分工有利于提高生產(chǎn)率水平。國(guó)內(nèi)學(xué)者利用制造業(yè)微觀數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)深入融入全球價(jià)值鏈分工會(huì)促進(jìn)企業(yè)生產(chǎn)率提升(唐東波，2014[12]；席艷樂(lè)和賀莉芳，2015[13]；呂越和呂云龍，2016[14])。張杰和鄭文平(2017)[15]同時(shí)考慮中間品的進(jìn)口與出口，發(fā)現(xiàn)中間品進(jìn)口促進(jìn)了一般貿(mào)易企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)，但不利于加工貿(mào)易企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)，而中間品出口對(duì)兩類貿(mào)易均產(chǎn)生抑制效應(yīng)。中觀(產(chǎn)業(yè))層面,來(lái)自于對(duì)美國(guó)制造業(yè)的研究表明，1992-2000年間制造業(yè)通過(guò)國(guó)際生產(chǎn)分工獲得了顯著的生產(chǎn)率提升效應(yīng)(Amiti和Wei，2009)[16]。劉慶林等(2010)[17]研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)制造業(yè)在融入全球價(jià)值鏈進(jìn)程中獲取了顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)。但王玉燕等(2014)[18]研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)工業(yè)行業(yè)參與全球價(jià)值鏈分工并不能持續(xù)提升其生產(chǎn)率，一旦跨越臨界值就會(huì)產(chǎn)生抑制效應(yīng)。Kummritz(2016)[19]利用跨國(guó)制造行業(yè)面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，參與全球價(jià)值鏈分工有利于國(guó)內(nèi)附加值和勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升。空間維度方面，邵朝對(duì)和蘇丹妮(2017)[20]利用中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)地區(qū)參與全球價(jià)值鏈分工會(huì)產(chǎn)生顯著的空間溢出效應(yīng)。

也有研究得出負(fù)面影響結(jié)論。G?rg et al.(2008)[21]研究發(fā)現(xiàn)愛(ài)爾蘭企業(yè)產(chǎn)品外包對(duì)其生產(chǎn)率的影響因企業(yè)出口密度產(chǎn)生差別，對(duì)低出口密度企業(yè)產(chǎn)生顯著的正向作用，但對(duì)高出口密度企業(yè)的作用不顯著。對(duì)德國(guó)與比利時(shí)的研究也發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品外包對(duì)生產(chǎn)率的提高無(wú)顯著作用(Winkler，2010[22]；Michel和Rycx，2014[23])。針對(duì)意大利行業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，外包對(duì)生產(chǎn)率的影響依賴于對(duì)外包的測(cè)度方法(Chalfoun et al., 2008)[24]。利用中國(guó)企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，外包對(duì)生產(chǎn)率的影響因GVC驅(qū)動(dòng)方式產(chǎn)生差異(王俊，2014)[25]，中國(guó)參與垂直分工對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生不利影響(沈國(guó)兵和于歡，2017)[26]。呂延方和王冬(2010)[27]利用中國(guó)行業(yè)數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)，承接外包并未提高行業(yè)生產(chǎn)率水平。

由上述文獻(xiàn)可見(jiàn)，參與全球價(jià)值鏈分工的生產(chǎn)率影響效應(yīng)并沒(méi)有形成共識(shí)。本文將從以下方面進(jìn)行拓展：首先，多數(shù)文獻(xiàn)局限在個(gè)別國(guó)家情形，沒(méi)有從更大范圍樣本去研究全球價(jià)值鏈嵌入對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，本文利用1995-2009年40個(gè)國(guó)家(地區(qū))14個(gè)制造行業(yè)面板數(shù)據(jù)[注]14個(gè)制造行業(yè)分別是食品、飲料制造及煙草業(yè)；紡織及服裝制造業(yè)；皮革、毛皮、羽毛( 絨) 及鞋類制品業(yè)；木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業(yè)；造紙及紙制品業(yè)、印刷業(yè)和記錄媒介的復(fù)制業(yè)；石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)；化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)；橡膠及塑料制品業(yè)；非金屬礦物制品業(yè)；金屬制品業(yè)；機(jī)械制造業(yè)；電氣及電子機(jī)械器材制造業(yè)；交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)；其他制造業(yè)及廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)。，對(duì)不同發(fā)展程度經(jīng)濟(jì)體的制造行業(yè)進(jìn)行研究；其次，現(xiàn)有研究大都基于后向關(guān)聯(lián)考察全球價(jià)值鏈分工的生產(chǎn)率效應(yīng)，忽略了前向、后向關(guān)聯(lián)可能存在異質(zhì)性影響，本文則從全球價(jià)值鏈雙向參與視角切入，采用工具變量法(2SLS)識(shí)別參與全球價(jià)值鏈分工(前向參與和后向參與)與全要素生產(chǎn)率之間的因果關(guān)系，探討這一異質(zhì)性；另外，進(jìn)一步將TFP指數(shù)分解為“技術(shù)效應(yīng)”和“資源再配置效應(yīng)”，分別考察前向參與和后向參與對(duì)這兩種效應(yīng)的影響。

二 模型與數(shù)據(jù)

(一)基本模型設(shè)定

結(jié)合全球價(jià)值鏈嵌入對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的理論機(jī)制分析，在已有研究基礎(chǔ)上設(shè)定基本計(jì)量模型如下：

lnTFPcit=β+β1lnIVcit+β2Zcit+μc+φi+δt+εcit

(1)

lnTFPcit=γ+γ1lnFVcit+γ2Zcit+μc+φi+δt+εcit

(2)

其中，c、i、t分別表示國(guó)家(地區(qū))、行業(yè)與時(shí)間。TFPcit表示行業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平；lnIVcit和lnFVcit分別表示GVC前向參與和GVC后向參與。Zcit代表控制變量，具體而言包括資本密集程度Capitalcit、人力資本HHScit、外商直接投資FDIcit、對(duì)外開(kāi)放水平(open)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平pergdpcit以及制度環(huán)境instcit。μc、δt、φi分別是國(guó)家、時(shí)間和行業(yè)固定效應(yīng)；εcit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(二)變量設(shè)定與說(shuō)明

解釋變量：從增加值貿(mào)易核算角度來(lái)衡量全球價(jià)值鏈參與程度起源于Hummels et al.(2001)[1]提出的HIY方法，但該方法有明顯的不足，隨著投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)質(zhì)量的提高，Johnson和Noguera(2012)[3]克服了HIY方法中的缺陷。Koopman et al.(2014)[4]在這些文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上提出了KWW方法，對(duì)一國(guó)出口貿(mào)易增加值進(jìn)行完全分解，并提出了全球價(jià)值鏈參與指數(shù)(GVC_participation)與全球價(jià)值鏈分工地位指數(shù)(GVC_position)來(lái)衡量一國(guó)參與國(guó)際分工的程度和在國(guó)際分工中的地位。本文借鑒Koopman et al.(2014)[4]的方法來(lái)衡量1995-2009年40個(gè)國(guó)家(地區(qū))14個(gè)制造行業(yè)參與全球價(jià)值鏈分工的程度。

將核算全球價(jià)值鏈參與程度的增加值貿(mào)易分解，即運(yùn)用投入產(chǎn)出模型分解國(guó)家-產(chǎn)業(yè)在全球價(jià)值鏈上的國(guó)內(nèi)附加值與國(guó)外附加值。

其中，Xj(N×1)是各國(guó)總產(chǎn)出向量，Ajg(N×N)為投入產(chǎn)出系數(shù)矩陣，Yj(N×1)表示各國(guó)自己生產(chǎn)并用于本國(guó)消費(fèi)或出口的最終品向量?？梢詫⑸鲜睫D(zhuǎn)換為矩陣運(yùn)算，其中矩陣B即為完全消耗系數(shù)矩陣。

X=(I-A)-1Y=BY

出口增加值矩陣VBE對(duì)角元素為本國(guó)吸收的增加值，非對(duì)角元素為其他國(guó)家吸收的增加值。橫向非對(duì)角元素之和IVi表示i國(guó)各產(chǎn)業(yè)出口的間接附加值，是由i國(guó)將中間品出口給s國(guó)，s國(guó)再加工后出口到另一國(guó)實(shí)現(xiàn)的；而縱向非對(duì)角元素之和FVi為進(jìn)口增加值，表示本國(guó)出口價(jià)值中由外國(guó)中間品所創(chuàng)造的部分。

(3)

(4)

VBE矩陣沿著列方向分解(FV)，主要是從后向關(guān)聯(lián)的視角進(jìn)行考慮，類似于追蹤某一產(chǎn)品各個(gè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)中各投入要素價(jià)值含量來(lái)源；沿著行方向分解(IV)，主要是從前向關(guān)聯(lián)的視角進(jìn)行考慮，考察該部分作為生產(chǎn)要素投入到各個(gè)部門(mén)的價(jià)值量?，F(xiàn)有文獻(xiàn)在考察全球價(jià)值鏈嵌入的生產(chǎn)率效應(yīng)時(shí)，大都只檢驗(yàn)了基于列向分解的后向關(guān)聯(lián)對(duì)生產(chǎn)率的影響，忽略了基于行向分解的前向關(guān)聯(lián)的影響。但一般而言，一國(guó)參與全球價(jià)值鏈分工依賴于自身的專業(yè)化分工優(yōu)勢(shì)，在復(fù)雜任務(wù)上(研發(fā)等)有比較優(yōu)勢(shì)的國(guó)家，在產(chǎn)品內(nèi)分工中會(huì)獲取較多的分工收益，表現(xiàn)為典型的前向參與度較高；相反，如果一國(guó)在低附加值(加工組裝等)任務(wù)上有比較優(yōu)勢(shì)，表現(xiàn)為產(chǎn)品出口中嵌入了大量的外國(guó)附加值，后向參與度較高。因此，本文認(rèn)為有必要綜合考慮前向關(guān)聯(lián)與后向關(guān)聯(lián)，分別探究GVC雙向參與(前向參與和后向參與)對(duì)全要素生產(chǎn)率的不同影響。

被解釋變量：本文借鑒Lai和Zhu(2007)[28]、劉洪愧和謝謙(2017)[29]的做法，采用多邊增加值TFP指數(shù)來(lái)衡量各國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率水平。該TFP指數(shù)值不會(huì)受基準(zhǔn)國(guó)家選擇的影響，也不會(huì)受要素投入計(jì)量單位的影響，具有很好的適用性。具體的計(jì)算公式如下：

(5)

式中,下標(biāo)c、i和t分別表示國(guó)家、行業(yè)和時(shí)間；X={Y、K、H、M、L、I}，分別為產(chǎn)出、資本、高技能勞動(dòng)力(勞動(dòng)投入按小時(shí)數(shù)計(jì)算)、中等技能勞動(dòng)力、低技能勞動(dòng)力以及中間品的投入量；ω={α、β、γ、θ、ρ}，分別為相應(yīng)要素的報(bào)酬以及中間產(chǎn)品價(jià)值占產(chǎn)出的份額(α+β+γ+θ+ρ=1)；N表示樣本中的國(guó)家或地區(qū)數(shù)量。

圖1為lnTFP關(guān)于lnIV與lnFV的散點(diǎn)圖及擬合曲線，可見(jiàn)前向參與(IV)與后向參與(FV)與TFP之間呈現(xiàn)較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，但具體的相關(guān)強(qiáng)度還需進(jìn)一步計(jì)量估計(jì)。

圖1 前向參與和后向參與與全要素生產(chǎn)率散點(diǎn)圖

控制變量：為解決遺漏變量所產(chǎn)生的內(nèi)生性偏誤問(wèn)題，在實(shí)證分析中加入以下控制變量。人力資本(HHS)，使用高技能勞動(dòng)力工作小時(shí)數(shù)占總勞動(dòng)力工作小時(shí)數(shù)的比重表示；為控制不同資本密集度行業(yè)的系統(tǒng)性差異，引入資本密集度變量(lncapital),采用固定資本存量與從業(yè)人員數(shù)的比值，即人均固定資本存量表示；為控制出口的生產(chǎn)率效應(yīng)，引入行業(yè)開(kāi)放度變量(open)，使用出口占產(chǎn)出的份額表示；外商直接投資(FDI)是企業(yè)獲取技術(shù)溢出的主要渠道，使用國(guó)家FDI流入存量占GDP的比重代替；制度質(zhì)量(inst),高質(zhì)量的制度可以為研發(fā)創(chuàng)新?tīng)I(yíng)造良好的環(huán)境，降低不確定性風(fēng)險(xiǎn)，開(kāi)發(fā)與推廣先進(jìn)技術(shù)，促進(jìn)生產(chǎn)率的提升(Edinaldo和Bruce，2013)[30]，采用全球治理指標(biāo)體系(Worldwide Governance Indicators)中的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行衡量；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lnpergdp),采用實(shí)際人均GDP表示，以控制國(guó)家規(guī)模大小及國(guó)家特定經(jīng)濟(jì)因素的影響。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源

鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文采用1995-2009年40個(gè)國(guó)家和地區(qū)的14個(gè)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。其中，全球價(jià)值鏈參與程度核算所涉及的數(shù)據(jù)均來(lái)自WIOD數(shù)據(jù)庫(kù)的世界投入產(chǎn)出表，該投入產(chǎn)出表記錄了1995-2011年41個(gè)國(guó)家和地區(qū)(27個(gè)歐盟國(guó)家，13個(gè)世界主要經(jīng)濟(jì)體以及世界其他國(guó)家和地區(qū))的35個(gè)行業(yè)的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)(14個(gè)制造行業(yè)以及18個(gè)服務(wù)行業(yè))。人力資本、行業(yè)資本密集度以及用于核算全要素生產(chǎn)率的總產(chǎn)出、各類勞動(dòng)投入、資本存量和中間投入等數(shù)據(jù)均來(lái)自WIOD數(shù)據(jù)庫(kù)中的社會(huì)經(jīng)濟(jì)核算賬戶(Socio Economic Accounts)。制度質(zhì)量數(shù)據(jù)來(lái)自全球治理指標(biāo)體系(Worldwide Governance Indicators)，包括腐敗、控制能力民主化程度、政府治理效率、管制質(zhì)量、法律制度、政局穩(wěn)定性六個(gè)指標(biāo)。本文應(yīng)用主成份分析法將這六個(gè)維度構(gòu)造成一個(gè)綜合制度質(zhì)量指數(shù)。FDI流入存量來(lái)自于UNCTADstat數(shù)據(jù)庫(kù)；實(shí)際人均GDP來(lái)自Penn World Table(version9.0)。

三 實(shí)證結(jié)果分析

(一)全樣本基準(zhǔn)回歸

由于所選樣本涉及不同國(guó)家(地區(qū))和不同行業(yè)，本文的基準(zhǔn)回歸運(yùn)用OLS進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，并納入不同類型的固定效應(yīng)以控制個(gè)體效應(yīng)可能造成的估計(jì)偏誤以及在一定程度上減輕遺漏變量帶來(lái)的內(nèi)生性偏誤。另外，為避免變量間可能存在的多重共線性問(wèn)題導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果喪失有效性，進(jìn)行方差膨脹因子VIF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示變量中VIF的最大值為3.21，小于10的臨界值，說(shuō)明變量間不存在明顯的多重共線性問(wèn)題。

根據(jù)表2，列(1)、列(3)是不加入任何控制變量下的OLS回歸結(jié)果，結(jié)果表明GVC前向參與(IV)與GVC后向參與(FV)在1%的水平下對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響，且IV的系數(shù)明顯大于FV的系數(shù)，說(shuō)明參與全球價(jià)值鏈分工有利于全要素生產(chǎn)率的提升。由列(2)和列(4)可知，加入人力資本、資本勞動(dòng)比等控制變量后，變量IV與FV的顯著性及符號(hào)不變，且IV的促進(jìn)作用仍大于FV，說(shuō)明通過(guò)出口中間投入品供其他國(guó)家用于生產(chǎn)出口產(chǎn)品的全球價(jià)值鏈參與方式對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用要強(qiáng)于以進(jìn)口中間品用于生產(chǎn)出口產(chǎn)品的全球價(jià)值鏈參與方式。

本文認(rèn)為GVC前向、后向參與會(huì)通過(guò)以下途徑對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響。從前向參與角度看，首先是市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)。出口中間品擴(kuò)大了產(chǎn)品市場(chǎng)規(guī)模，企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新付出的固定成本可以被擴(kuò)大的市場(chǎng)規(guī)模所攤平，從而增強(qiáng)了企業(yè)的創(chuàng)新激勵(lì)；其次是競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。出口到國(guó)外市場(chǎng)，參與到更為激烈的、更為自由的國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，創(chuàng)新所具有的“逃離競(jìng)爭(zhēng)”效應(yīng)會(huì)激勵(lì)企業(yè)通過(guò)創(chuàng)新來(lái)生產(chǎn)差異化產(chǎn)品，一旦創(chuàng)新成功，企業(yè)就可能逃離其他企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)，在出口中間品上又擁有了較強(qiáng)的技術(shù)與壟斷勢(shì)力，為需要大量資金的研發(fā)投入提供保障。因此，前向參與度較高的國(guó)家處于“出口中間品-研發(fā)創(chuàng)新-出口中間品”的正循環(huán)，生產(chǎn)率提升較快(沈國(guó)兵和于歡，2017)[26]；第三是資源再配置效應(yīng)。外包中間產(chǎn)品生產(chǎn)可釋放出勞動(dòng)力，包括高技能勞動(dòng)力，在國(guó)內(nèi)行業(yè)內(nèi)、行業(yè)間再配置，潛在地增加了國(guó)內(nèi)中間產(chǎn)品、最終產(chǎn)品的生產(chǎn)能力和創(chuàng)新能力。由于技術(shù)創(chuàng)新、設(shè)計(jì)創(chuàng)新、產(chǎn)品創(chuàng)新存在著規(guī)模遞增的特征，新釋放的高技能勞動(dòng)力與已有的創(chuàng)新要素結(jié)合起來(lái)，顯著增加全要素生產(chǎn)率。從后向參與角度看，后向參與越高的企業(yè)在全球價(jià)值鏈中處于從屬地位，全球價(jià)值鏈中的主導(dǎo)企業(yè)雖然會(huì)對(duì)其進(jìn)行技術(shù)轉(zhuǎn)移，幫助其改良工藝，提高生產(chǎn)率和產(chǎn)品質(zhì)量，以維持最終產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力。但考慮到從屬企業(yè)“羽翼豐滿”，進(jìn)行自主研發(fā)和創(chuàng)新，則會(huì)直接與原主導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行競(jìng)爭(zhēng)，威脅其市場(chǎng)地位。因此，主導(dǎo)企業(yè)會(huì)篩選技術(shù)轉(zhuǎn)移，一旦從屬企業(yè)的技術(shù)升級(jí)可能威脅到主導(dǎo)企業(yè)的核心利益時(shí)，主導(dǎo)企業(yè)便會(huì)“隔離”與“阻斷”這種技術(shù)轉(zhuǎn)移和技術(shù)溢出，相當(dāng)于在升級(jí)過(guò)程中設(shè)置技術(shù)隔離帶，使得產(chǎn)業(yè)升級(jí)僅限于產(chǎn)品和工藝升級(jí)，導(dǎo)致企業(yè)的自主創(chuàng)新能力提升有限(劉志彪和張杰，2009)[31]。

(二)內(nèi)生性問(wèn)題處理

基準(zhǔn)回歸通過(guò)控制固定效應(yīng)在一定程度上減輕了因遺漏變量造成的估計(jì)偏誤，但仍可能存在一些不可觀測(cè)的異質(zhì)性特征導(dǎo)致解釋變量與誤差項(xiàng)相關(guān)而產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題。另外，參與全球價(jià)值鏈分工的行業(yè)相對(duì)于沒(méi)有參與全球價(jià)值鏈分工的行業(yè)，可能在參與分工前生產(chǎn)率就高，生產(chǎn)率越高的企業(yè)越傾向于參與全球分工，因此全要素生產(chǎn)率與價(jià)值鏈參與之間存在聯(lián)動(dòng)因果關(guān)系，導(dǎo)致基準(zhǔn)OLS估計(jì)不再是無(wú)偏有效。對(duì)模型進(jìn)行異方差穩(wěn)健DWH檢驗(yàn)顯示，存在顯著的內(nèi)生性問(wèn)題(見(jiàn)表2)。為此，本文借助工具變量法消除內(nèi)生性問(wèn)題所帶來(lái)的估計(jì)偏差。從上文分析可知，不管是前向參與還是后向參與，本質(zhì)上都是雙邊之間的貿(mào)易流動(dòng)。因此，本文借鑒Kummritz(2016)[19]的做法，通過(guò)構(gòu)建雙邊貿(mào)易成本與產(chǎn)業(yè)距離的交叉項(xiàng)來(lái)預(yù)測(cè)雙邊增加值貿(mào)易流，作為全球價(jià)值鏈參與的工具變量[注]詳細(xì)的工具變量構(gòu)建說(shuō)明請(qǐng)參閱 Kummritz(2016)[19]的研究。。

引力模型表明雙邊貿(mào)易流在一定程度上依賴于雙邊貿(mào)易成本，而如果采用雙邊直接的貿(mào)易成本仍可能存在一定的內(nèi)生性。例如日本汽車行業(yè)可以游說(shuō)當(dāng)?shù)卣疁p輕與印度的貿(mào)易成本，從而從印度獲得價(jià)格更低的中間投入(鋼材)來(lái)提高生產(chǎn)效率，這樣一來(lái)，用貿(mào)易成本預(yù)測(cè)貿(mào)易流進(jìn)而作為工具變量的外生性就大打折扣。但在以價(jià)值鏈分工為主要特征的引力模型下則可忽略該問(wèn)題，可以通過(guò)構(gòu)建與第三方的貿(mào)易成本來(lái)預(yù)估雙邊間發(fā)生的貿(mào)易流(Noguera，2012)[32]。例如日本汽車出口中包含了大量來(lái)自印度的附加值，一部分附加值是印度中間品直接出口到日本而創(chuàng)造的，但也有很大部分是印度中間品出口到中國(guó)內(nèi)地以及中國(guó)臺(tái)灣，經(jīng)兩者加工后又出口到日本的，因此，印度與中國(guó)內(nèi)地、印度與中國(guó)臺(tái)灣之間的貿(mào)易成本就與日本汽車行業(yè)的生產(chǎn)效率無(wú)關(guān)，以此來(lái)預(yù)測(cè)日本的出口產(chǎn)品中包含的印度附加值就盡可能保證了工具變量的外生性。上述分析表明雙邊貿(mào)易流的發(fā)生要有第三方的參與，而兩個(gè)產(chǎn)業(yè)間距離為第三方的參與提供了契機(jī)。一般而言，產(chǎn)業(yè)距離越大，越需要經(jīng)歷更多的中間生產(chǎn)環(huán)節(jié)，其他國(guó)家就也有機(jī)會(huì)參與某一環(huán)節(jié)的專業(yè)化生產(chǎn)。日本汽車出口中包含的印度鋼材產(chǎn)業(yè)的附加值一部分需要通過(guò)中國(guó)內(nèi)地與中國(guó)臺(tái)灣的貿(mào)易而間接實(shí)現(xiàn)，很大程度上就是因?yàn)殇摬淖鳛樵牧媳容^靠近上游，而汽車產(chǎn)成品接近消費(fèi)者比較靠近下游，兩個(gè)產(chǎn)業(yè)之間的距離較長(zhǎng)，第三方中國(guó)內(nèi)地與中國(guó)臺(tái)灣就可以通過(guò)進(jìn)口印度的鋼材加工成金屬制品再出口到日本來(lái)參加汽車產(chǎn)業(yè)鏈。最終，通過(guò)貿(mào)易成本與產(chǎn)業(yè)間距離來(lái)預(yù)測(cè)國(guó)家l產(chǎn)業(yè)j與國(guó)家k產(chǎn)業(yè)i之間的貿(mào)易流進(jìn)而構(gòu)建工具變量的公式如下：

(6)

(7)

(8)

從表2可知，工具變量的有效性和相關(guān)性檢驗(yàn)均通過(guò)，此外，由于本文的模型屬于恰好識(shí)別，不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，總體而言，本文工具變量是有效合理的。與OLS估計(jì)結(jié)果相比，采用2SLS估計(jì)的前向參與(IV)、后向參與(FV)的系數(shù)符號(hào)與顯著性并沒(méi)有改變，但前向參與(IV)、后向參與(FV)的估計(jì)系數(shù)下降到0.0299、0.0133，說(shuō)明內(nèi)生性問(wèn)題使得OLS估計(jì)產(chǎn)生顯著的向上偏倚，采用2SLS估計(jì)是很有必要的。

表1 零階段(The “Zero” Stage)回歸

表2 GVC雙向參與對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響

(續(xù)上表)

變量OLS(1)(2)(3)(4)IV(2SLS)(5)(6)(7)(8)Hausman檢驗(yàn)33.36***218.66***129.21***148.91***DWH檢驗(yàn)4.45**3.93**6.01**15.55***

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)值為糾正了異方差后的 t 統(tǒng)計(jì)量，***、**和* 分別表示1% 、5% 和10% 的顯著性水平；Kleibergen-Paap rk LM 檢驗(yàn)、Kleibergen-Paap Wald rk F檢驗(yàn)、Anderson-Rubin Wald檢驗(yàn)的原假設(shè)分別是工具變量識(shí)別不足、工具變量為弱識(shí)別、內(nèi)生回歸元的系數(shù)之和為零，若拒絕原假設(shè)則說(shuō)明工具變量是合理的，下同。

(三)進(jìn)口來(lái)源地與出口目的地異質(zhì)性下GVC雙向參與的生產(chǎn)率效應(yīng)

許多研究進(jìn)口或出口與生產(chǎn)率之間關(guān)系的文獻(xiàn)都強(qiáng)調(diào)了進(jìn)口不同來(lái)源地中間產(chǎn)品或出口到不同國(guó)家的中間品對(duì)生產(chǎn)率的不同影響(張杰和鄭文平，2017[15]；劉洪愧和謝謙，2017[29])，但并沒(méi)有得出一致結(jié)論。鑒于此，本文將全球價(jià)值鏈前向參與分解為發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))與欠發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))向第三國(guó)出口產(chǎn)品中吸收的本國(guó)(行業(yè))中間品出口的附加值[注]按照第二部分的定義，就是指一國(guó)(行業(yè))中間品出口到發(fā)達(dá)國(guó)家，經(jīng)發(fā)達(dá)國(guó)家加工后又出口到第三國(guó)所包含的該國(guó)(行業(yè))附加值。，稱為與發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的前向參與和與欠發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的前向參與；將后向參與分解為本國(guó)(行業(yè))出口中包含的發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))附加值和欠發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))附加值，稱為與發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的后向參與和與欠發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的后向參與，以此研究全球價(jià)值鏈參與對(duì)生產(chǎn)率的異質(zhì)性影響。而且為了檢驗(yàn)在全球價(jià)值鏈分工中占絕對(duì)控制地位的G5國(guó)家[注]G5國(guó)家分別是德國(guó)、日本、英國(guó)、法國(guó)與美國(guó)。，本文還單獨(dú)研究了與G5國(guó)家的前向參與和與G5國(guó)家的后向參與對(duì)生產(chǎn)率的影響。根據(jù)世界銀行與國(guó)際貨幣基金組織(IMF)對(duì)高收入發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的分類，將樣本中40個(gè)國(guó)家(地區(qū))的21個(gè)劃分為高收入發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))[注]根據(jù)世界銀行與國(guó)際貨幣基金組織(IMF)對(duì)高收入發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的分類，將樣本中40個(gè)經(jīng)濟(jì)體中的21個(gè)劃分為高收入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，這21個(gè)高收入國(guó)家(地區(qū))分別為：澳大利亞、奧地利、比利時(shí)、加拿大、塞浦路斯、德國(guó)、捷克、西班牙、芬蘭、法國(guó)、英國(guó)、愛(ài)爾蘭、意大利、日本、韓國(guó)、盧森堡、荷蘭、葡萄牙、瑞典、中國(guó)臺(tái)灣、美國(guó)。，余下的則為中低收入欠發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))。

分析表3發(fā)現(xiàn)，從前向參與分解來(lái)看，與發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))間前向參與的影響系數(shù)是0.0288，與G5國(guó)家間前向參與的影響系數(shù)是0.0287，與中低收入欠發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))間前向參與的影響系數(shù)是0.0196，三者都通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明不管是被發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))還是被欠發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))進(jìn)口生產(chǎn)并向第三國(guó)出口所吸收的本國(guó)(行業(yè))中間品出口國(guó)內(nèi)附加值均有利于該國(guó)技術(shù)進(jìn)步，且前者的促進(jìn)作用大于后者?？赡艿脑蚴前l(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))本身對(duì)進(jìn)口產(chǎn)品的質(zhì)量與性能要求較高，企業(yè)通常會(huì)被要求進(jìn)行高水平的標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)，籍此可以學(xué)習(xí)發(fā)達(dá)國(guó)家先進(jìn)的管理方法與理念，獲取較強(qiáng)的技術(shù)溢出。從后向參與分解來(lái)看，與發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))間后向參與的影響系數(shù)是0.0110，來(lái)源于知識(shí)密集度更高的G5國(guó)家的影響系數(shù)是0.0131，而與欠發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))間后向參與的影響系數(shù)是0.0089，三者都通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明出口產(chǎn)品生產(chǎn)中來(lái)自發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的中間品尤其是來(lái)自G5國(guó)家的中間品更能促進(jìn)生產(chǎn)率提升?？赡艿脑蚴菑陌l(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)(尤其是G5國(guó)家)進(jìn)口的中間品中蘊(yùn)含了更高水平的技術(shù)與知識(shí)，因而與發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))產(chǎn)生的GVC后向關(guān)聯(lián)能夠獲取較多的技術(shù)轉(zhuǎn)移與外溢，生產(chǎn)率水平提升較多，而與欠發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))之間的GVC后向關(guān)聯(lián)更多的是產(chǎn)品環(huán)節(jié)的專業(yè)化與相應(yīng)的規(guī)模效應(yīng)，技術(shù)轉(zhuǎn)移與技術(shù)溢出相對(duì)有限。

表3 進(jìn)口不同來(lái)源地與出口不同目的地的估計(jì)結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性，首先替換衡量技術(shù)進(jìn)步的全要素生產(chǎn)率。第二部分的全要素生產(chǎn)率測(cè)算考慮了不同技能型勞動(dòng)力對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不同貢獻(xiàn)度，在此按照一般方法視不同技能勞動(dòng)力的貢獻(xiàn)度一樣(Caves et al.，1982)[38]，重新估算全要素生產(chǎn)率進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。其次，由于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變動(dòng)或經(jīng)濟(jì)沖擊可能造成模型設(shè)定誤差，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。借鑒田畢飛和陳紫若(2016)[39]的做法，采用3年全要素生產(chǎn)率均值lnTFP代替原有l(wèi)nTFP進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。最后，為了保證工具變量更加有效的外生性，進(jìn)一步剔除大國(guó)樣本[注]大國(guó)包括中國(guó)、法國(guó)、德國(guó)、日本、美國(guó)與英國(guó)。進(jìn)行回歸，因?yàn)榇髧?guó)可能有能力干涉第三國(guó)的貿(mào)易政策。從表4穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果可見(jiàn)，三種情況下的計(jì)量回歸均沒(méi)有改變前向參與和后向參與回歸系數(shù)符號(hào)和顯著性，說(shuō)明本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果是比較穩(wěn)健的。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

四 價(jià)值鏈雙向參與對(duì)行業(yè)生產(chǎn)率影響的機(jī)制分析

一國(guó)參與全球化分工的部門(mén)生產(chǎn)率增長(zhǎng)，一方面因?yàn)椴块T(mén)內(nèi)企業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)受到產(chǎn)品進(jìn)出口、接受國(guó)外直接投資或到國(guó)外直接投資中的技術(shù)溢出效應(yīng)、學(xué)習(xí)效應(yīng)的促進(jìn)，使得企業(yè)自身TFP水平提高，從而帶動(dòng)整個(gè)行業(yè)TFP的進(jìn)步；另一方面該部門(mén)生產(chǎn)率水平在高于國(guó)內(nèi)其他部門(mén)的情況下，將吸引其他部門(mén)生產(chǎn)要素向該部門(mén)轉(zhuǎn)移，使得TFP較低的企業(yè)逐漸退出市場(chǎng)，從而實(shí)現(xiàn)整個(gè)行業(yè)TFP的增長(zhǎng)。參與全球價(jià)值鏈分工是否對(duì)這兩種技術(shù)進(jìn)步方式產(chǎn)生差異影響？本文借鑒 Massell(1961)[40]、蔡躍州和付一夫(2017)[41]研究思路，將索洛增長(zhǎng)模型及增長(zhǎng)核算框架拓展至產(chǎn)業(yè)層面，把TFP指數(shù)分解為“技術(shù)效應(yīng)”與“資源再配置效應(yīng)”，探討全球價(jià)值鏈參與(前向參與和后向參與)對(duì)兩者的不同影響。

從表5工具變量法(2SLS)的估計(jì)結(jié)果可知，列(1)、列(2)前向參與和后向參與的估計(jì)系數(shù)均為正，說(shuō)明前向參與或后向參與全球分工程度越深的行業(yè)，對(duì)行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步越有利，即全球價(jià)值鏈分工存在技術(shù)效應(yīng)；列(3)、列(4)中前向參與和后向參與的估計(jì)系數(shù)也均為正，說(shuō)明前向參與或后向參與全球分工程度越深的行業(yè)，越有利于優(yōu)化資源配置，實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步，即全球價(jià)值鏈分工存在資源配置效應(yīng)，但從列(5)-列(8)可知，這種資源配置效應(yīng)主要是通過(guò)資本配置效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的，勞動(dòng)力配置效應(yīng)不顯著。

為了進(jìn)一步考察勞動(dòng)力配置效應(yīng)且考慮到勞動(dòng)力技能差異以及人力資本對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的重要性，在上文對(duì)TFP分解的基礎(chǔ)上進(jìn)一步將高技能勞動(dòng)力配置效應(yīng)抽離出來(lái)，重點(diǎn)探討參與價(jià)值鏈分工對(duì)其影響。如表6所示，列(1)和列(2)顯示了全樣本下前向參與和后向參與對(duì)高技能勞動(dòng)力配置效應(yīng)分別產(chǎn)生正向作用與負(fù)向作用，但均不顯著，而將樣本分為高收入發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))組和中低收入國(guó)家(地區(qū))組分別進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)時(shí)，結(jié)果發(fā)生了改變，高收入發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))組的回歸結(jié)果顯示前向參與全球價(jià)值鏈分工顯著地有利于高技能勞動(dòng)力配置效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)，后向參與的估計(jì)系數(shù)為正，但不顯著；中低收入國(guó)家(地區(qū))組的回歸結(jié)果均為負(fù)數(shù)，但都沒(méi)通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)?？傮w結(jié)果表明發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))參與全球價(jià)值鏈分工尤其是前向參與有利于促進(jìn)高技能勞動(dòng)力的優(yōu)化配置，實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步，而中低收入國(guó)家(地區(qū))參與價(jià)值鏈分工在一定程度上不利于通過(guò)高技能勞動(dòng)力的再配置促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步。

發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))通過(guò)任務(wù)貿(mào)易，將低端生產(chǎn)環(huán)節(jié)或任務(wù)外包給發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))，將生產(chǎn)率相對(duì)較高的技能密集型生產(chǎn)活動(dòng)留在國(guó)內(nèi)，而高生產(chǎn)率企業(yè)使用高技能勞動(dòng)力的收益更高，因此，與低生產(chǎn)率企業(yè)相比，更有激勵(lì)搜尋、吸引高技能勞動(dòng)力(Helpman et al.，2010)[42]。所以，從外包任務(wù)中釋放出來(lái)的高技能勞動(dòng)力會(huì)迅速配置到創(chuàng)新生產(chǎn)率更高的生產(chǎn)環(huán)節(jié)或任務(wù)上，并與已有的創(chuàng)新要素相結(jié)合，在創(chuàng)新的規(guī)模遞增效應(yīng)影響下，將會(huì)促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出顯著增加。而中低收入新興經(jīng)濟(jì)體或發(fā)展中國(guó)家(地區(qū))的低成本勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)雖然支持了越來(lái)越多的中間產(chǎn)品外包，但這些中間產(chǎn)品生產(chǎn)所使用的技術(shù)以及引發(fā)的技術(shù)進(jìn)步主要是低技能勞動(dòng)力偏向的技術(shù)，使得低技能密集型企業(yè)的生產(chǎn)率提升，在國(guó)內(nèi)人力資本規(guī)模有限供給以及還不太完善的市場(chǎng)機(jī)制下，將會(huì)與國(guó)內(nèi)高技能勞動(dòng)力密集型部門(mén)展開(kāi)對(duì)高技能勞動(dòng)力的競(jìng)爭(zhēng)，對(duì)高技能勞動(dòng)力密集型部門(mén)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，在一定程度可能導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)高技能企業(yè)所需高技能勞動(dòng)力不足，減緩研發(fā)創(chuàng)新，致使整個(gè)行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步受阻。

表5 機(jī)制檢驗(yàn)：技術(shù)效應(yīng)與資源再配置效應(yīng)

(續(xù)上表)

變量技術(shù)效應(yīng)(1)(2)資源再配置效應(yīng)(3)(4)勞動(dòng)力再配置效應(yīng)(5)(6)資本再配置效應(yīng)(7)(8)第一階段F統(tǒng)計(jì)量6788.83***28348.19*** 6769.77***28411.38*** 6769.77***28411.38***6788.83***28348.19***Kleibergen-Paap Wald rk F統(tǒng)計(jì)量 6788.82***(16.38) 2.8e+04***(16.38) 6769.77***(16.38) 2.8e+04***(16.38) 6769.77***(16.38) 2.8e+04***(16.38) 6.4e+04***(16.38) 2.8e+04***(16.38)Anderson-Rubin Wald統(tǒng)計(jì)量18.93***17.13***3.47*13.46***0.210.0041.50***52.01***Hausman檢驗(yàn)35.0***24.33***12.35***11.1711.9912.6183.69***77.31***DWH檢驗(yàn)0.050.559.18**1.459.60***1.620.24*0.21

表6 機(jī)制檢驗(yàn)：高技能勞動(dòng)力再配置效應(yīng)

五 結(jié)論與啟示

全球價(jià)值鏈分工已成為國(guó)際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)領(lǐng)域的中心主題，參與全球價(jià)值鏈分工的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)如何？本文通過(guò)構(gòu)建基于貿(mào)易成本和產(chǎn)業(yè)距離(上游度與生產(chǎn)階段數(shù))的工具變量，結(jié)合WIOD的世界投入產(chǎn)出表與社會(huì)經(jīng)濟(jì)核算數(shù)據(jù)測(cè)算了1995-2009年40個(gè)國(guó)家(地區(qū))14個(gè)制造行業(yè)參與全球價(jià)值鏈分工的前向、后向參與度與全要素生產(chǎn)率，采用工具變量回歸方法分別揭示出全球價(jià)值鏈前向和后向參與與全要素生產(chǎn)率之間的因果關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)不管是前向參與還是后向參與均有利于全要素生產(chǎn)率的提高，且前向參與的生產(chǎn)率效應(yīng)大于后向參與；(2)通過(guò)考察進(jìn)口來(lái)源地與出口目的地異質(zhì)性發(fā)現(xiàn)，不管是對(duì)前向參與還是后向參與進(jìn)行分解，參與到高收入發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)的生產(chǎn)率效應(yīng)要大于參與到中低收入欠發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)；(3)通過(guò)將全要素生產(chǎn)率指數(shù)分解為“技術(shù)效應(yīng)”和“資源再配置效應(yīng)”進(jìn)行回歸發(fā)現(xiàn)，前向參與和后向參與均有利于“技術(shù)效應(yīng)”與“資源再配置效應(yīng)”的實(shí)現(xiàn)，但后者主要體現(xiàn)在“資本再配置效應(yīng)”。將“高技能勞動(dòng)力再配置效應(yīng)”從“資源再配置效應(yīng)”中剝離出來(lái)發(fā)現(xiàn)，高收入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體前向參與全球價(jià)值鏈分工有利于實(shí)現(xiàn)“高技能勞動(dòng)力再配置效應(yīng)”，中低收入經(jīng)濟(jì)體前向參與和后向參與均不存在該效應(yīng)。

本文的研究結(jié)論對(duì)于我國(guó)如何進(jìn)一步實(shí)施開(kāi)放戰(zhàn)略以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)有如下幾點(diǎn)啟示。首先，我國(guó)需更深層次地參與全球價(jià)值鏈分工體系，以出口中間品提高前向參與能力。為此，我國(guó)要進(jìn)一步加強(qiáng)自主創(chuàng)新和研發(fā)能力，提高高端零部件與現(xiàn)代服務(wù)的供給能力，逐步參與到全球價(jià)值鏈分工體系的高端競(jìng)爭(zhēng)網(wǎng)絡(luò)，避免長(zhǎng)期困于微利化的低端競(jìng)爭(zhēng)窘境。其次，進(jìn)一步深入到高收入發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的分工網(wǎng)絡(luò)。為此，一方面中國(guó)各行業(yè)要進(jìn)一步強(qiáng)化配套生產(chǎn)與服務(wù)水平，提高與發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))的GVC對(duì)接能力，另一方面積極參與與發(fā)達(dá)國(guó)家(地區(qū))間的雙邊或多邊貿(mào)易談判，從而構(gòu)建更加自由的貿(mào)易環(huán)境以推進(jìn)GVC分工。再次，構(gòu)建有效的人才激勵(lì)、分配與流動(dòng)機(jī)制以提高人力資本積累和增加研發(fā)投入，縮小與前沿技術(shù)的差距以及提高我國(guó)生產(chǎn)關(guān)鍵零部件和先進(jìn)機(jī)器設(shè)備的技術(shù)創(chuàng)新能力，從而更好地發(fā)揮參與全球價(jià)值鏈分工的生產(chǎn)率效應(yīng)。最后，完善激勵(lì)機(jī)制與制度設(shè)計(jì)，引導(dǎo)要素尤其是高技能勞動(dòng)力向生產(chǎn)率更高的高技能勞動(dòng)力密集型行業(yè)集聚；企業(yè)自身的技術(shù)進(jìn)步是TFP增長(zhǎng)的主要源泉，因此應(yīng)進(jìn)一步落實(shí)貫徹《國(guó)家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略綱要》，持續(xù)推動(dòng)行業(yè)技術(shù)進(jìn)步，形成技術(shù)優(yōu)勢(shì)。