朱 敏，王凱麗，梁曉龍

一、引言

為加快市場經(jīng)濟體制改革與融入多邊貿(mào)易體制，中國忠實履行了入世承諾，有計劃和有步驟地推進貿(mào)易自由化(Rumbaugh和Blancher，2004)[1]。國家和地方各級政府圍繞關稅和非關稅壁壘的削減出臺了一系列貿(mào)易自由化的鼓勵政策，不斷推進和深化貿(mào)易自由化改革，對外貿(mào)易取得迅速發(fā)展。隨著中國對外開放的逐步深入，地處東部沿海的山東省對外貿(mào)易也獲得巨大發(fā)展。1997年，山東省對外貿(mào)易總額為175.36億美元,2017年躍升到2630.57億美元，二十年增長15倍，表明山東省對外貿(mào)易發(fā)展取得了輝煌成就。與此同時，伴隨中國進一步融入國際市場和不斷進行的市場化改革，山東省的全要素生產(chǎn)率一直保持年均4%的快速增長。那么，貿(mào)易自由化對山東省的企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生了怎樣影響？在時間上經(jīng)歷了怎樣的變化？由于近年來工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的可獲得性，讓我們可以在微觀層面上對此問題進行研究。本文將利用細分的海關關稅數(shù)據(jù)和山東省工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)并結(jié)合企業(yè)的異質(zhì)性樣本來研究探討上述問題。

20世紀90年代以來，隨著經(jīng)濟全球化不斷加深，呈現(xiàn)出以企業(yè)為中心的新型國際貿(mào)易分工格局。由于各國微觀企業(yè)層面數(shù)據(jù)的可獲得性，國外學者們研究發(fā)現(xiàn)，出口企業(yè)與非出口企業(yè)在勞動生產(chǎn)率、利潤率等方面都具有較大差異。比如Clerides等(1998)[2]，Bernard和Jensen(1999)[3]，Aw等(2000)[4]，Bernard和Wagner(2001)[5]等均圍繞上述問題進行了大量研究。研究表明出口企業(yè)在很多方面要優(yōu)于非出口企業(yè)；Bernard等(1995)[6]使用美國1976—1987年的企業(yè)層面數(shù)據(jù)進行研究，認為出口企業(yè)相比非出口企業(yè)在勞動生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、平均工資等方面均占有絕對優(yōu)勢。上述研究都是建立在新新貿(mào)易理論企業(yè)異質(zhì)性背景下進行的。在新新貿(mào)易理論當中，以往的不完全競爭、國家間要素稟賦差異、產(chǎn)業(yè)間要素密集度差異的貿(mào)易模型，被進一步拓展為包含企業(yè)異質(zhì)性的貿(mào)易模型，上述分析以Bernard等(2003)[7]的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易模型為典型代表。與上述模型不同，Melitz (2003)[8]進一步將企業(yè)生產(chǎn)率的異質(zhì)性納入分析框架，從而對Krugman(1980)[9]的貿(mào)易模型進行擴展和深化，他發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易自由化會加劇同一產(chǎn)業(yè)內(nèi)部不同企業(yè)之間的競爭，而競爭效應最終會提高行業(yè)整體勞動生產(chǎn)率。許多國外學者基于以上理論背景對貿(mào)易自由化和企業(yè)生產(chǎn)率之間的關系做了大量實證研究。Tybout和Westbrook(1995)[10]、Amiti和Konings(2007)[11]、Topalova和Khadelwal(2011)[12]分別利用墨西哥、印度尼西亞和印度的企業(yè)層面數(shù)據(jù)進行實證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化顯著促進了企業(yè)生產(chǎn)率提升。

國內(nèi)學者對這方面的研究起步相對較晚。余淼杰(2010)[13]利用1998—2002年的數(shù)據(jù)樣本測算了貿(mào)易自由化與中國企業(yè)生產(chǎn)率之間的關系，實證研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率有明顯的促進作用；王恬和王蒼峰(2010)[14]利用1999—2002年我國制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)，根據(jù)不同企業(yè)的類型做了實證檢驗，認為關稅降低對小型企業(yè)和非出口企業(yè)的生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著沖擊，對大型企業(yè)的生產(chǎn)率起到了促進作用；此外，毛其淋和盛斌(2015)[15]利用1998—2007年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關數(shù)據(jù)實證檢驗了貿(mào)易自由化和企業(yè)生產(chǎn)率之間的動態(tài)關系。

本研究的特點主要包括：第一，本文不僅考慮了最終品貿(mào)易自由化問題，還同時考慮了中間品貿(mào)易自由化問題，用測算得到的貿(mào)易自由化指標進行實證分析,通過區(qū)分貿(mào)易自由化的競爭效應、多樣化優(yōu)質(zhì)要素獲得效應和資源再分配效應，為我們更加準確和全面地反映貿(mào)易自由化對山東省制造業(yè)行業(yè)生產(chǎn)率的影響提供了保障；第二，為了更準確地測算行業(yè)生產(chǎn)率，本文運用計算企業(yè)生產(chǎn)率Olley和Pakes(1996)[16]的方法(下文簡稱OP法)，并結(jié)合中國加入WTO以來的具體國情對OP法進行了修正，從而有效地解決可能出現(xiàn)的同步偏差和選擇性偏差；第三，本文通過構造工具變量和進行兩階段最小二乘法(2SLS)估計，從而可以在一定程度上糾正OLS估計可能產(chǎn)生的偏差問題和內(nèi)生性問題。

二、指標測度與影響機制

(一)指標的測算

本文的一個核心指標是貿(mào)易自由化指標，又分為最終品貿(mào)易自由化和中間品貿(mào)易自由化。借鑒毛其淋和盛斌(2015)[15]的做法，我們采用最終品關稅率來衡量貿(mào)易自由化，具體可以表示為：

(1)

值得注意的是，關于最終品貿(mào)易自由化問題，F(xiàn)ernandes(2007)[17]以及余淼杰(2011)[13]均圍繞中國問題做了大量的理論和實證研究，但是與他們不同的是，本文不僅考慮了最終品貿(mào)易自由化問題，還同時考慮了中間品貿(mào)易自由化問題。其中，我們借鑒Schor(2004)[18]的方法來計算中間品貿(mào)易自由化指標，具體公式為：

Inpjt=∑g∈Gjαgt·OutputTariffgt

(2)

其中，αgt為要素g的投入比重，Gj表示行業(yè)j的投入集合，用第g種投入要素的成本占行業(yè)j總投入要素成本的比例來衡量。由上式(2)我們發(fā)現(xiàn)，通過對最終品關稅進行加權平均，我們便可以得到中間品關稅的最終數(shù)據(jù)。

據(jù)(1)式和(2)式我們最終得到山東省貿(mào)易自由化水平指標。圖1給出了1998—2017年山東省最終品關稅率的標準差和均值的變動狀況，圖2給出了中間品關稅率的標準差和均值變動圖。圖1顯示，在1998—2017年期間，山東省最終品關稅率為持續(xù)降低的態(tài)勢，從最高點17.5%下降至最低點6.3%，降幅達到64%，也就是說，這段時間山東省整體的最終品貿(mào)易自由化水平持續(xù)提高。此外，觀察圖1，我們也不難發(fā)現(xiàn)，最終品關稅率下降具有明顯的階段性。首先，在1998—2000年這段時間，平均最終品關稅率變動較小，處于穩(wěn)定階段，在2001年卻下降了6.6%；其次，由于中國在2001年底入市，因此，2002年的平均最終品關稅率出現(xiàn)大幅下降。具體來看，下降了23.8%，從稅目數(shù)來看，關稅下降的輻射面積高達69%；在2001年之后，山東省面臨的平均最終品關稅率繼續(xù)下降，到2017年其最終品關稅率為6.3%；值得注意的是，2005年之后，山東省整體的關稅水平較穩(wěn)定，這也是履行入市承諾的重要體現(xiàn)。除了最終品關稅數(shù)據(jù)之外，我們還在圖1中發(fā)現(xiàn)，最終品關稅的標準差也處于持續(xù)走低態(tài)勢，也就是說山東省不同行業(yè)之間的關稅率差異處于不斷縮小的趨勢中。

圖1 1998—2017年山東省最終品貿(mào)易自由化水平的變動趨勢

圖2 1998—2017年山東省中間品貿(mào)易自由化水平的變動趨勢

此外，圖2表明，與最終品關稅率相比，山東省平均的中間品關稅率較低，但兩者的整體變化趨勢較一致。具體來看，1998—2017年間，山東省平均的中間品關稅率由10.6%下降到3.7%，并且與最終品貿(mào)易自由化指標類似，中間品關稅率的標準差也表現(xiàn)為不斷下降的整體趨勢。

(二)影響機制

我們將貿(mào)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響機制概括為競爭效應、多樣化優(yōu)質(zhì)要素獲得效應和資源再配置效應，具體表述如下。

首先，競爭效應。這是針對最終品關稅而言的。由于國外同類產(chǎn)品對本國產(chǎn)品具有替代性，進口關稅下降會加劇國內(nèi)同類產(chǎn)品市場上的競爭。在競爭加劇的情況下，國內(nèi)企業(yè)只有通過增加研發(fā)投入、加快機器設備更新?lián)Q代或者改進生產(chǎn)方式等途徑來應對激烈的市場競爭，而上述舉動最終有利于提高企業(yè)勞動生產(chǎn)率。Helpman和Krugman(1985)[19]的研究證實了上述結(jié)論；之后，David H 和James L (1995)[20]基于土耳其制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，加劇的市場競爭會提高國內(nèi)企業(yè)效率，并驗證了其提出的“進口作為一種市場紀律”的理論假說；除此之外，Lawrence和Weinstein(1999)[21]通過利用日本數(shù)據(jù)進行實證分析也得到進口競爭與企業(yè)生產(chǎn)率提高有正相關關系。

其次，多樣化優(yōu)質(zhì)要素獲得效應。Amiti和Konings(2007)[11]認為，對于某個企業(yè)而言，一種進口產(chǎn)品可能是競爭性產(chǎn)品也可能是中間品，因此從中間品的角度而言，通過降低中間品進口關稅可以有效地降低企業(yè)的生產(chǎn)成本，進而有利于企業(yè)生產(chǎn)率的提高。此外，中間品關稅降低還能通過多樣化要素獲得效應使企業(yè)獲益，因為關稅降低之后，企業(yè)能夠進口并使用更多高質(zhì)量和多樣化的中間投入；Halpern等(2009)[22]基于1992—2003年間匈牙利制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)進行了實證分析，結(jié)果表明通過進口中間投入品，匈牙利制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率提高了大約14%，而其中由中間品種類增加的貢獻高達65%；Goldberg等(2010)[23]對印度的分析也證實了上述結(jié)論，他們發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易自由化使得印度企業(yè)進口的中間投入品的種類增加了三分之二，并且這些增加的中間投入品大多來自經(jīng)濟發(fā)展水平較高的發(fā)達國家和地區(qū)；此外，Kazuyuki Motohashi(2005)[24]對日本以及Kasahara和Rodrigue(2008)[25]對智利的研究均支持了上述結(jié)論。

最后，資源再配置效應。資源重新配置對企業(yè)生產(chǎn)率的積極影響在新新貿(mào)易理論中得到了極大肯定，由于各國之間的貿(mào)易自由化會導致企業(yè)之間競爭加劇，從而使一部分效率較低的企業(yè)遭到淘汰。并且伴隨著低效率企業(yè)退出市場，資源得以從低效率的企業(yè)轉(zhuǎn)移到高效率的企業(yè)。Hsieh和Klenow(2009)[26]基于中國數(shù)據(jù)進行了實證分析，結(jié)果表明資本和勞動力資源的再配置對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的貢獻較大；Harrison等(2011)[27]以印度為例進行了類似的分析，他們的研究表明資源再配置效應并沒有顯著促進印度制造業(yè)生產(chǎn)率的提高，但是整體而言印度企業(yè)平均生產(chǎn)率的提高主要得益于其貿(mào)易自由化改革的推進。從這個角度來看，資源再配置的影響依然不可或缺。

三、計量模型設定與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型設定

接下來，我們嘗試建立以下計量模型以分析貿(mào)易自由化對山東省制造業(yè)行業(yè)生產(chǎn)率的影響。

tfpjkt=α0+α1Outpjt+α2Inpjt+βXjkt+vj+vk+vt+εjkt

(3)

其中，控制變量Xjkt主要包括以下變量：

Xjkt=γ1herfjt+γ2kljkt+γ3finjkt

(4)

上式中，下標j、k和t分別表示行業(yè)、地區(qū)和年份；tfpjkt表示行業(yè)的全要素生產(chǎn)率；Outpjt和Inpjt分別表示最終品關稅和中間品關稅(具體測算方法在下文說明)；vj、vk和vt分別表示行業(yè)、地區(qū)和年份特定效應，εjkt表示隨機干擾項。

關于控制變量，我們作以下說明。

1.herf表示赫芬達爾指數(shù)。用以衡量行業(yè)的市場集中程度，如果該值越大則表明行業(yè)的市場集中程度越大，也就是說行業(yè)的壟斷程度越高。Amiti和Konings(2007)[11]研究認為，行業(yè)的市場競爭程度與企業(yè)生產(chǎn)率提高之間具有正相關關系，我們預期該變量的符號為負。

2.kl表示資本密集度。具體地，我們用固定資產(chǎn)凈值年平均余額除以從業(yè)人員年平均人數(shù)再取對數(shù)來得到。整體來說，與勞動密集型行業(yè)相比，資本密集型行業(yè)往往更加重視設備的更新和研發(fā)資金的投入，生產(chǎn)率會較高，我們預期該變量的符號為正。

3.fin表示融資約束。借鑒孫靈燕和李榮林(2011)[28]、高越(2019)[29]的方法，我們使用利息支出與固定資產(chǎn)的比值取對數(shù)來衡量，該值越大表示行業(yè)面臨的融資約束越小。吳石磊(2016)[30]認為大部分企業(yè)難以通過直接融資渠道獲得資金。融資約束會影響行業(yè)對研發(fā)資金和設備更新等方面的投入，從而不利于行業(yè)生產(chǎn)率的提高，因此，我們預期該變量的符號為正。

4.全要素生產(chǎn)率的測度(TFP)。我們使用OP法來計算企業(yè)的TFP，從而相比OLS估計法，可以較好地解決估計參數(shù)不一致的問題(2)關于OP方法可參閱Olley和Pakes(1996)，企業(yè)全要素生產(chǎn)率的估計中，資本存量是按照永續(xù)盤存法計算得來，并通過固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)調(diào)整為實際值，產(chǎn)出和中間投入均通過產(chǎn)出平減指數(shù)和投入平減指數(shù)調(diào)整為實際值。。相關數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《山東統(tǒng)計年鑒》。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文所用的1998—2000年的關稅數(shù)據(jù)來自世界銀行數(shù)據(jù)庫，2001—2017年的關稅數(shù)據(jù)來自WTO網(wǎng)站。本文所用的企業(yè)數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，時間跨度為1998—2017年。由于2004年的工業(yè)增加值數(shù)據(jù)在數(shù)據(jù)庫中缺失，本文根據(jù)如下公式來估計工業(yè)增加值：工業(yè)增加值=工業(yè)總產(chǎn)值-工業(yè)中間投入+應交增值稅。表1描述了各主要變量的描述性統(tǒng)計特征。

表1 各主要變量的描述性統(tǒng)計特征

變量觀察值均值標準差最小值最大值TFP8032795.7031.632-5.67015.234Outp80327913.2155.043069Inp8032797.6523.0762.18730.156herf8032790.0070.0100.00020.190kl8032793.6511.452-7.30814.739fin8032790.0380.091-5.1037.295

四、實證結(jié)果分析

(一)基準回歸

貿(mào)易自由化對山東省制造業(yè)行業(yè)生產(chǎn)率的基準影響見表2。其中，第(1)列到第(3)列都是使用普通最小二乘法進行估計得到，結(jié)果表明，最終品關稅(Outp)和中間品關稅(Inp)的估計系數(shù)均為負，并且較為顯著，也就是說貿(mào)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率的提高具有積極影響。并且最終品關稅系數(shù)相對于中間品關稅的估計系數(shù)，其絕對值明顯要高，表明中間品關稅降低對行業(yè)生產(chǎn)率的作用要大于最終品關稅，這與上文的理論分析較為一致。

由于OLS估計得到的結(jié)果可能是有偏和不一致的，而貿(mào)易自由化指標可能不是外生的。為了分析的準確性，本文將使用關稅指標的滯后一期和滯后兩期值作為工具變量進行Durbin-Wu-Hausman檢驗。檢驗結(jié)果顯示貿(mào)易自由化指標確實是內(nèi)生的，不滿足經(jīng)典回歸嚴格外生性的要求。因此，為嚴謹起見，本文進一步使用2SLS進行估計，并把最終品關稅率指標的滯后一期和滯后兩期值作為工具變量，結(jié)果報告在表2第(4)列到(6)列中。這里為了檢驗工具變量的可靠性和模型設置的合理性，我們還專門進行了兩類檢驗：第一，Hansen過度識別檢驗，其原假設是“工具變量是有效的”；第二，Arellano-Bond AR(1)檢驗及AR(2)檢驗，其原假設分別為“模型的殘差序列不存在一階序列相關”和“模型的殘差序列不存在二階序列相關”，如果不能在10%水平上拒絕Arellano-Bond AR(2)檢驗，則表明模型的設定是合理的。檢驗結(jié)果表明，Hansen檢驗的p值大于0.1，說明可以接受“工具變量是有效的”原假設；Arellano-Bond AR(1)檢驗的p值小于0.05但AR(2)檢驗的p值大于0.1，這意味著殘差項只存在一階序列相關性而不存在二階序列相關性，也就是說回歸模型的設定是合理的，即上述檢驗表明所選取的工具變量是合理的。

表2 基本模型估計結(jié)果

OLS2SLS(1)(2)(3)(4)(5)(6)Outp-0.031???-0.047???-0.015???-0.028???-0.064???-0.018???(-4.78)(-5.66)(-4.76)(-3.56)(-6.11)(-4.50)Inp-0.070???-0.066???-0.118???-0.112???(-6.65)(-6.80)(-5.78)(-6.33)herf-2.452???-2.783???-3.439???-3.642???(-4.77)(-6.11)(-4.78)(-5.80)kl0.190???0.214???0.325???0.295???(3.76)(5.76)(6.62)(5.78)fin0.659???0.712???0.450???0.498???(5.54)(4.87)(6.23)(5.16)常數(shù)項1.133???0.437???1.560???0.633???-0.060???0.707???(6.77)(6.06)(6.07)(6.06)(-7.34)(7.95)D-W-H內(nèi)生性檢驗798[0.00]776[0.00]487[0.00]R20.320.570.64行業(yè)效應YesYesYesYesYesYes地區(qū)效應YesYesYesYesYesYes年份效應YesYesYesYesYesYes

注：( )內(nèi)數(shù)值為糾正了異方差后的t統(tǒng)計量，[]內(nèi)數(shù)值為相應統(tǒng)計量的p值；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

為了比較分析的需要，本文分別在表2的第(4)列和第(5)列，引入關稅變量和其他控制變量，第(6)列則是完整的回歸結(jié)果。通過比較各列估計結(jié)果，我們不難發(fā)現(xiàn)，最終品關稅和中間品關稅的估計系數(shù)絕對值在考慮了內(nèi)生性之后都提高了，這表明內(nèi)生性問題的存在使傳統(tǒng)的最小二乘法估計結(jié)果向下偏倚，也就說低估了貿(mào)易自由化對生產(chǎn)率的影響；此外，第(6)列的結(jié)果表明，中間品關稅對行業(yè)生產(chǎn)率具有顯著的正向影響。

此外，值得強調(diào)的是，赫芬達爾指數(shù)(herf)對行業(yè)生產(chǎn)率的影響顯著為負，這與前文的預期是吻合的；資本密集度(kl)對行業(yè)生產(chǎn)率的影響也顯著為正，符合前文的預期；最后，融資約束(fin)與行業(yè)生產(chǎn)率之間具有正相關關系，也就是說融資約束越小，企業(yè)的生產(chǎn)率提高越快。

(二)分組回歸

1.出口與非出口行業(yè)。為了檢驗貿(mào)易自由化對異質(zhì)性企業(yè)的影響，本文把企業(yè)分為出口和非出口兩類子樣本進行實證估計，結(jié)果在表3的第(1)和第(2)列中，檢驗方法為2SLS?；貧w結(jié)果表明，最終品關稅降低對兩類行業(yè)生產(chǎn)率的提高都產(chǎn)生了積極影響，但是中間品關稅降低對非出口行業(yè)生產(chǎn)率的積極影響要顯著大于出口行業(yè)，其對前者的影響系數(shù)遠大于后者。對其可能的解釋是，山東省加工貿(mào)易出口占據(jù)了出口的較大比例，這部分企業(yè)往往進口原材料和零部件，而這部分產(chǎn)品往往是免關稅的，從而中間品關稅對行業(yè)生產(chǎn)率的影響較為微弱；與之不同，關稅變動對以一般貿(mào)易進口為主的最終品行業(yè)生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生了積極的影響。

表3 樣本分組2SLS估計結(jié)果

貿(mào)易類型出口企業(yè)(1)非出口企業(yè)(2)Outp-0.017???-0.012???(-6.38)(-5.46)Inp-0.052???-0.106???(-4.36)(-7.15)herf-3.264???-2.053???(-5.24)(-6.88)kl0.326???0.265???(5.89)(6.11)fin0.658???0.509???(4.78)(3.46)D-W-H內(nèi)生性檢驗735.94[0.00]874.93[0.00]常數(shù)項1.899???1.932???(4.35)(4.33)行業(yè)效應YesYes地區(qū)效應YesYes年份效應YesYesR20.380.50

注：( )內(nèi)數(shù)值為糾正了異方差后的t統(tǒng)計量，[]內(nèi)數(shù)值為相應統(tǒng)計量的p值；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

2.加工行業(yè)與非加工行業(yè)。根據(jù)數(shù)據(jù)測算，山東省在1998—2017年期間，其出口加工貿(mào)易約占總出口貿(mào)易額的63%，并且加工貿(mào)易行業(yè)主要集中于勞動密集型行業(yè)，利用廉價的勞動力資源進行“貼牌”生產(chǎn)并出口，產(chǎn)品的技術含量也非常低。基于此，我們認為關稅變動對加工貿(mào)易行業(yè)和非加工貿(mào)易行業(yè)生產(chǎn)率的影響也是不同的。我們將行業(yè)進一步區(qū)分為加工行業(yè)與非加工行業(yè)，根據(jù)已有文獻，企業(yè)是否從事加工貿(mào)易可以用出口密集度()這一指標區(qū)別。借鑒李春頂(2010)[31]的做法，出口密集度()用企業(yè)出口值除以企業(yè)銷售值來表示，其中大于0.5的企業(yè)定義為加工企業(yè)，其他的為非加工企業(yè)。具體結(jié)果見表4中的第(1)和第(2)列。觀察回歸結(jié)果，我們不難發(fā)現(xiàn)，最終品關稅降低對兩類行業(yè)生產(chǎn)率的提高都具有積極影響。但相對于中間品關稅降低對加工貿(mào)易企業(yè)的影響，其對非加工貿(mào)易企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響要更為顯著。

表4 樣本分組2SLS估計結(jié)果

加工貿(mào)易加工非加工?>0.5?≤0.5(3)(4)Outp-0.021???-0.015???(-5.52)(-4.33)In-0.074???-0.105???(-5.78)(-6.81)herf-3.636???-4.735???(-4.90)(-6.39)kl0.235???0.288???(5.32)(6.67)fin0.562???0.373???(5.37)(7.84)D-W-H內(nèi)生性檢驗725.11[0.00]659.82[0.00]常數(shù)項0.573???0.532???(7.52)(7.14)行業(yè)效應YesYes地區(qū)效應YesYes年份效應YesYesR20.360.39

注：( )內(nèi)數(shù)值為糾正了異方差后的t統(tǒng)計量，[]內(nèi)數(shù)值為相應統(tǒng)計量的p值；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

五、結(jié)論

本文使用山東省1998—2017年的關稅數(shù)據(jù)并結(jié)合微觀層面上的企業(yè)數(shù)據(jù)實證考察了貿(mào)易自由化與制造業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關系。我們不僅測算了分行業(yè)的最終品關稅率，還在此基礎上結(jié)合中國投入—產(chǎn)出表計算了行業(yè)的中間品關稅率。本文的研究結(jié)果主要有以下方面。

第一，貿(mào)易自由化顯著地提高了山東省制造業(yè)行業(yè)生產(chǎn)率，并且上述結(jié)論在引入合適的工具變量控制內(nèi)生性問題之后，依然穩(wěn)健。對比來看，傳統(tǒng)方法得出的結(jié)論被顯著地低估了。

第二，在引入中間品關稅率之后，本文發(fā)現(xiàn)，中間品關稅降低所導致的成本節(jié)約效應要比最終品關稅減讓效應更加顯著，對山東省制造業(yè)行業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生更為積極的影響，這也彌補了已有文獻研究的不足。

第三，進一步的分組回歸發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易自由化對非出口行業(yè)生產(chǎn)率的提升相比于出口行業(yè)，效應更為顯著。按照貿(mào)易方式分類之后的分析表明，其對非加工行業(yè)生產(chǎn)率提高的作用大于加工行業(yè)，并且上述差異主要體現(xiàn)在中間品關稅降低的作用方面。

研究認為，貿(mào)易自由化在總體上對企業(yè)生產(chǎn)率有顯著的促進作用，該結(jié)論具有重要的政策含義。同時，我們可以認為，貿(mào)易自由化給山東省制造業(yè)行業(yè)的持續(xù)發(fā)展乃至中國整體經(jīng)濟的快速發(fā)展都帶來了非常大的益處，單就這一方面來說，中國加入WTO的成績是非常顯著的。為了繼續(xù)推動制造業(yè)企業(yè)更快更好的發(fā)展，我們需要進一步深化貿(mào)易自由化進程。盡管入市以來，我國嚴格遵循了入世承諾，不斷穩(wěn)健地推進貿(mào)易自由化進程和相關改革，進口商品的關稅率也一直被維持在一個相對較低的水平上，但是與其他發(fā)展中國家相比，中國繼續(xù)推進貿(mào)易自由化的空間仍然較大?；诖?，我們認為將來繼續(xù)深化貿(mào)易自由化改革仍然任務艱巨。