王明益 石金明 徐斯瑋

(1.山東財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東 濟南 250014；2.山東師范大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，山東 濟南 250358)

一、引言

近年來，伴隨著中美貿(mào)易摩擦、英國“脫歐”及美國宣布退出“跨太平洋伙伴關(guān)系協(xié)定”(TPP)等一系列重大事件的發(fā)生，“逆全球化”趨勢和貿(mào)易保護主義傾向日趨明顯。各國為保護自身的利益，不斷調(diào)整對外貿(mào)易政策，貿(mào)易往來迅速減少。在此背景下，世界各國通過不斷調(diào)整本國對外貿(mào)易政策來營造符合自身經(jīng)濟利益和發(fā)展訴求的貿(mào)易環(huán)境，從而使得全球貿(mào)易政策不確定性在不斷加劇。同時，當前全球正處于政治經(jīng)濟格局的再平衡時期，以美國為首的發(fā)達國家試圖通過主導(dǎo)新貿(mào)易規(guī)則與新標準的制定以滿足自身利益，以高標準、高覆蓋為特點，貿(mào)易協(xié)定的議題從傳統(tǒng)邊界問題深入到邊界后新領(lǐng)域，如規(guī)則一致、競爭中立、國有企業(yè)、勞工與環(huán)境等，而不斷變化的貿(mào)易規(guī)則在極大擴充貿(mào)易政策不確定性來源的同時，也為我國眾多企業(yè)對外貿(mào)易的開展帶來了嚴峻的挑戰(zhàn)。黨的十九大報告指出，我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。作為國民經(jīng)濟運行中的重要組成部分，對外貿(mào)易能否實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，會在很大程度上影響著我國國民經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量與效益。在這樣的大背景下，如何有效提升我國出口企業(yè)的全要素生產(chǎn)率是當前我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展時期亟須解決的重要現(xiàn)實問題。那么，貿(mào)易政策不確定性對中國制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率是否存在顯著的沖擊？其影響渠道又是如何？我國應(yīng)如何規(guī)避貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的沖擊？鑒于此，本文嘗試把貿(mào)易政策不確定性與中國制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率結(jié)合起來，通過深入考察貿(mào)易政策不確定性對我國制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機制和作用渠道，旨在對貿(mào)易政策不確定性背景下中國外貿(mào)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升提供決策依據(jù)。

本文嘗試以中國“入世”及中美建立永久正常貿(mào)易關(guān)系(PNTR)作為準自然實驗，通過構(gòu)建倍差法(DID)計量模型，運用2000-2015年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫的合并數(shù)據(jù)，系統(tǒng)評估了貿(mào)易政策不確定性下降對中國制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。本文的主要貢獻包括：第一，選題視角層面，本文以中國“入世”作為重要的政策時間節(jié)點構(gòu)造準自然實驗，從貿(mào)易政策不確定性的視角考察了我國制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的制約因素，豐富了關(guān)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率決定因素的相關(guān)研究。第二，影響機制層面。本文分別從企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、中間品進口、出口產(chǎn)品質(zhì)量等渠道考察了貿(mào)易政策不確定性下降對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機制，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易政策不確定性的下降會通過企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新增強、中間品進口種類增多及進口中間品質(zhì)量提升、出口產(chǎn)品質(zhì)量升級等渠道刺激企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

二、相關(guān)文獻述評

與本文直接相關(guān)的一類文獻是關(guān)于貿(mào)易政策不確定性經(jīng)濟效應(yīng)的相關(guān)研究。有較多的文獻考察了貿(mào)易政策不確定性下降對一國出口的影響。如Handley 和Lim?o(2015)[1]將貿(mào)易政策不確定性因素納入異質(zhì)企業(yè)模型和進入退出模型，指出如果政策不確定狀態(tài)下的成本臨界值低于確定狀態(tài)下的臨界值，出口市場上的企業(yè)進入會減少。錢學(xué)鋒和龔聯(lián)梅(2017)[2]研究發(fā)現(xiàn)，“入世”后貿(mào)易政策不確定性的大幅下降顯著促進了中國出口規(guī)模的擴大。也有部分學(xué)者進行了更細化的研究，如Feng等(2017)[3]基于中國產(chǎn)品層面的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易政策不確定性的下降不但能夠使得低質(zhì)高價的產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)退出市場，還能夠使得高質(zhì)低價的產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)順利進入市場，從而優(yōu)化了企業(yè)市場進入退出秩序。周定根等(2019)[4]發(fā)現(xiàn)貿(mào)易政策不確定性的下降顯著增強了我國企業(yè)出口持續(xù)時間，并且使得企業(yè)出口產(chǎn)品組合向核心產(chǎn)品集中。謝杰等(2021)[5]則考察了貿(mào)易政策不確定性對出口企業(yè)加成率的影響，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易政策不確定性的下降刺激了中國出口企業(yè)加成率的提升，出口產(chǎn)品質(zhì)量和中間品進口是兩個重要的作用渠道。還有部分學(xué)者考察了貿(mào)易政策不確定性對進口的影響，如毛其淋(2020)[6]考察了中國貿(mào)易政策不確定性下降對本國進口的影響，同樣得出了貿(mào)易政策不確定性的下降會刺激企業(yè)增加進口的結(jié)論。此外，還有一些文獻考察了貿(mào)易政策不確定性下降對企業(yè)儲蓄率(毛其淋、許家云，2018)[7]、研發(fā)創(chuàng)新(佟家棟、李勝旗，2015)[8]、企業(yè)生存(郭晶、周玲麗，2019)[9]、就業(yè)率與社會福利(李勝旗、毛其淋，2018)[10]等的影響。

與本文密切相關(guān)的另一類文獻是關(guān)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素的相關(guān)研究。其中，有大量的文獻考察了進口中間品對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，大都得出了中間品進口會促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升這一結(jié)論(Amiti 和 Konings, 2007)[11]。另有部分文獻考察了資源誤置對全要素生產(chǎn)率的影響，并且均得出了資源誤置會抑制全要素生產(chǎn)率的結(jié)論(Brandt等, 2012)[12]。還有部分學(xué)者考察了補貼的生產(chǎn)率效應(yīng)，大都發(fā)現(xiàn)補貼會降低資源配置效率，從而抑制企業(yè)生產(chǎn)率提升(徐保昌、謝建國，2015)[13]。此外，還有學(xué)者嘗試從僵尸企業(yè)(李旭超等，2021)[14]、外資開放(汪朝陽，2021)[15]、匯率變動(李平、韓彩霞，2021)[16]等視角考察了全要素生產(chǎn)率的決定因素。

三、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型設(shè)計與研究方法

考慮到2001年底中國“入世”后已經(jīng)獲得美國的永久正常貿(mào)易關(guān)系(PNTR)，這意味著“入世”后我國對外貿(mào)易面臨的貿(mào)易政策不確定性會明顯下降。此外，非正常貿(mào)易關(guān)稅(或二類關(guān)稅)與最惠國關(guān)稅(或一類關(guān)稅)進而初始tpu指數(shù)早在1930年的斯穆特·霍利法案就已經(jīng)設(shè)定，具有很強的外生性(毛其淋、許家云，2018)[7]。上述兩點為本文考察貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響提供了一個很理想的準自然實驗。基于此，本文使用倍差法(DID)評估貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。本文設(shè)計如下倍差法計量模型。

lnTFPfit=αf+βtpui01×PostWTO02t+X'fitδ+γt+εfit

(1)

其中，f、i、t分別表示企業(yè)、行業(yè)及年份。tpui01為每個CIC4位碼行業(yè)在2001年的貿(mào)易政策不確定性指數(shù)，旨在刻畫中國加入WTO之前行業(yè)i面臨的貿(mào)易政策不確定性程度。PostWTO02t為時間虛擬變量，將2002年及其之后的年份取值為1，2002年之前的年份取值為0。tpui01×PostWTO02t是本文實證研究重點考察的變量，其估計系數(shù)β衡量了貿(mào)易政策不確定性程度存在差異的各行業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率在中國“入世”前后的平均差異，如果β>0，則表明貿(mào)易政策不確定性下降提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

(二)變量構(gòu)造

1.貿(mào)易政策不確定性指數(shù)(tpui01)

2.全要素生產(chǎn)率(lntfp_lp)

關(guān)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率，本文在基準回歸時使用LP方法(Levinsohn 和 Petrin,2003)[18]進行測度。需要指出的是，LP方法雖然解決了索洛殘差法測度生產(chǎn)率所不能解決的內(nèi)生性問題和樣本選擇性偏誤，但OP和LP方法均存在“函數(shù)相關(guān)性問題”，即勞動力是其他變量的確定函數(shù)，因此無法估計出勞動投入系數(shù)，并且還存在多重共線性問題。鑒于此，在后文的穩(wěn)健性分析時，本文使用ACF方法(Ackerberg等, 2015)[19]進行替代。

圖1描繪了貿(mào)易政策不確定性存在差異的行業(yè)全要素生產(chǎn)率變動趨勢。可以發(fā)現(xiàn)，在“入世”前，兩類行業(yè)的全要素生產(chǎn)率呈平行變化趨勢，但在“入世”后，處理組企業(yè)全要素生產(chǎn)率上升幅度明顯要快于控制組企業(yè)。這意味著，在中國“入世”后，貿(mào)易政策不確定性下降幅度較大的行業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升更快，從而比較直觀地表明了貿(mào)易政策不確定性下降與企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升成反向變動關(guān)系。

圖1 tpu不同行業(yè)的全要素生產(chǎn)率(LP方法)變動趨勢差異

3.控制變量

企業(yè)年齡(age)采用企業(yè)當期年份與注冊年份之差，并加1取對數(shù)表示。資本勞動比(lnkl)用企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額與從業(yè)人員年平均人數(shù)比值的對數(shù)值表示。企業(yè)所有制(owner)，非國有企業(yè)賦值為1，國有企業(yè)賦值為0。政府補貼(subsidy)，企業(yè)享受政府補貼賦值為1，否則賦值為0。企業(yè)規(guī)模(scale)采用企業(yè)從業(yè)人數(shù)的對數(shù)值表示。企業(yè)融資約束(finance)采用利息支出與固定資產(chǎn)的比值來衡量。資產(chǎn)負債率(pas)用企業(yè)負債總額與其總資產(chǎn)的比值來表示。地區(qū)經(jīng)濟開放度(open)采取各地區(qū)各年份的出口額與地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值的比值進行衡量。地區(qū)金融開放度(final)采取各年份各地區(qū)的金融貸款余額與地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值的比值進行衡量。

此外，為了控制樣本期內(nèi)國有企業(yè)改革、外資放松管制等因素對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，借鑒毛其淋(2020)[6]的方法，構(gòu)造了國有企業(yè)改革指標(soereform)和外資管制指標(fdicontrol)。其中，國有企業(yè)改革指標采用行業(yè)非國有資本占總資本的比值衡量，比值越大，表明行業(yè)非國有成分占比越高；外資管制指標采用行業(yè)層面外資企業(yè)數(shù)量的對數(shù)值衡量，取值越大表明對外資的管制越寬松。在測算貿(mào)易自由化指標時，首先基于世界貿(mào)易組織的Tariff Download Facility數(shù)據(jù)庫和WITS關(guān)稅數(shù)據(jù)庫得到我國產(chǎn)品層面的最惠國關(guān)稅數(shù)據(jù)，借鑒毛其淋(2020)[6]的方法測算國民經(jīng)濟行業(yè)4位碼的最終品貿(mào)易自由化指數(shù)，再根據(jù)投入產(chǎn)出表測算行業(yè)層面中間品貿(mào)易自由化指數(shù)。

(三)數(shù)據(jù)來源與說明

本文實證分析所用數(shù)據(jù)主要有三大來源：第一套數(shù)據(jù)是2000-2015年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，考慮到該數(shù)據(jù)庫存在較多的數(shù)據(jù)異常值和較為嚴重的指標缺失問題，因此需要進行必要的處理：刪除企業(yè)職工總?cè)藬?shù)少于8人的企業(yè)；刪除固定資產(chǎn)凈值、銷售額、補貼、出口額、總資產(chǎn)、總產(chǎn)出、工業(yè)增加值、應(yīng)發(fā)工資與應(yīng)發(fā)福利中任何一項存在缺失值或者為負值的企業(yè)樣本；刪除企業(yè)成立年份小于1949年和成立年份為缺失值的企業(yè)樣本；刪除出口銷售額大于銷售額、資產(chǎn)總額小于固定資產(chǎn)總額、工業(yè)增加值大于工業(yè)總產(chǎn)值及工業(yè)中間投入大于工業(yè)總產(chǎn)值的數(shù)據(jù)樣本。第二套數(shù)據(jù)是美國從中國的進口關(guān)稅數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)均來自Feenstra等(2002)[20]。第三套數(shù)據(jù)是中國海關(guān)進出口數(shù)據(jù)庫，首先刪除海關(guān)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)名稱中包含進出口、經(jīng)貿(mào)、科貿(mào)、貿(mào)易、外經(jīng)等貿(mào)易中間商的數(shù)據(jù)，然后篩選出口企業(yè)，并與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行匹配，獲取2000-2015年的出口企業(yè)面板數(shù)據(jù)。其他變量構(gòu)造所采用的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國金融統(tǒng)計年鑒》《投入產(chǎn)出表》、企業(yè)專利數(shù)據(jù)庫、WTO的TDF數(shù)據(jù)庫與WITS關(guān)稅數(shù)據(jù)庫、Baker測算的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)(1)經(jīng)濟政策不確定性指標是由斯坦福大學(xué)與芝加哥大學(xué)的Baker、Bloom、Davis等編制的反映世界各經(jīng)濟體的經(jīng)濟和政策不確定性的指標，其官網(wǎng)為http://www.policyuncertainty.com.、CEPII數(shù)據(jù)庫、世界銀行數(shù)據(jù)庫等。

四、回歸結(jié)果與分析

(一)基準回歸結(jié)果

表2列(1)只控制了企業(yè)、年份、行業(yè)、地區(qū)層面的固定效應(yīng)，tpu1×PostWTO02的系數(shù)顯著為正，表明貿(mào)易政策不確定性下降提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。列(2)-(4)是在列(1)的基礎(chǔ)上，依次納入部分控制變量之后的回歸結(jié)果。其中，列(2)納入企業(yè)層面其他控制變量，列(3)在列(2)基礎(chǔ)上納入了地區(qū)層面的控制變量，列(4)在列(3)基礎(chǔ)上控制了政策改革等控制變量。本文發(fā)現(xiàn)，不管是否納入控制變量以及納入不同維度的控制變量，交互項系數(shù)均顯著為正值，這表明貿(mào)易政策不確定性下降會顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。企業(yè)規(guī)模、資本勞動比、補貼、融資約束、地區(qū)金融開放度和地區(qū)開放度系數(shù)均顯著為正，表明企業(yè)規(guī)模的增大，人均資本量的提高，補貼的增加，融資約束越寬松，開放度越高，均能夠提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。企業(yè)年齡與資產(chǎn)負債比系數(shù)均顯著為負，表明兩者均不利于出口企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。企業(yè)所有制系數(shù)為正值但不顯著，其原因可能在于低效率的國有企業(yè)不易退出市場有關(guān)。此外，國有企業(yè)改革與外資管制系數(shù)均顯著為正，說明國有企業(yè)改革及外資管制越寬松，可以顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2 基準回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.重新測算貿(mào)易政策不確定性

本文還分別基于1998年、1999年、2000年以及產(chǎn)品出口額加權(quán)的美國對于來自中國的進口產(chǎn)品關(guān)稅構(gòu)造貿(mào)易政策不確定性指數(shù)，表3列(1)匯報了依據(jù)2000年美國對中國的二類產(chǎn)品關(guān)稅與最惠國產(chǎn)品關(guān)稅構(gòu)造貿(mào)易政策不確定性指數(shù)對應(yīng)的回歸結(jié)果，交互項系數(shù)顯著為正值，證明了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗

2.使用ACF方法測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率

考慮到使用LP方法測度企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在函數(shù)相關(guān)性問題和多重共線性問題，本文此處使用ACF方法重新測度企業(yè)全要素生產(chǎn)率用以克服上述問題并重新進行了回歸，回歸結(jié)果見表3列(2)，發(fā)現(xiàn)上述交互項系數(shù)均顯著為正，再次驗證上述結(jié)論。

3.使用兩期倍差法

為了盡可能消除多期倍差法的序列相關(guān)問題，此處構(gòu)造兩期倍差法模型重新進行估計。以中國“入世”作為時間節(jié)點，把大樣本劃分為兩個階段：第一階段為2000-2001年，第二階段為2002-2015年，然后在每一階段對各變量取時間均值，再構(gòu)造倍差法模型進行回歸，表3列(6)的交互項系數(shù)仍顯著為正，再次驗證了本文的基本結(jié)論。

4.控制行業(yè)時間趨勢

前文的實證分析并沒有考慮不可觀測的行業(yè)因素隨時間變化因素的影響。據(jù)此，本文通過構(gòu)造行業(yè)固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)的交互項對這個問題加以控制。根據(jù)表3列(7)的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)在控制行業(yè)時間趨勢因素之后，上述交互項系數(shù)仍顯著為正值，說明不可觀測的行業(yè)特征隨時間變化因素并未對本文主要研究結(jié)論產(chǎn)生實質(zhì)性影響。

5.補充可能的遺漏變量

本文采用幾何平均法將Baker等人提供的月度經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)數(shù)據(jù)加總到年度層面數(shù)據(jù)。回歸結(jié)果表明，國內(nèi)經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)(epuc)和國外經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)(epuf)的系數(shù)均顯著為負值(2)本文同時使用算數(shù)平均法進行測算，回歸得到的國內(nèi)與國外經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)的系數(shù)分別為-0.4204與-0.0088，并在1%的統(tǒng)計水平上顯著，兩種測算方法回歸結(jié)果一致。，表明國內(nèi)、外經(jīng)濟政策不確定性程度的上升均會抑制我國出口企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，回歸結(jié)果見表3列(8)。

6.考慮樣本選擇偏差問題

本文實證分析只考察了貿(mào)易政策不確定性對出口企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，并沒有考慮不出口企業(yè)這部分樣本，從而存在樣本選擇問題。本文通過Heckman兩步法解決此問題，Heckman兩步法第一個階段回歸結(jié)果如表3列(9)所示，表明貿(mào)易政策不確定性的下降顯著提升了企業(yè)進口的概率，第二個階段的被解釋變量為企業(yè)全要素生產(chǎn)率(lntfp_lp)，交互項的回歸系數(shù)顯著為正且大于基準回歸的交互項的系數(shù)，表明在解決了樣本選擇偏誤的問題以后，貿(mào)易政策不確定性的下降可以更加有效地促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

(三)安慰劑檢驗

1.虛擬政策實施時間

為了確保上述DID估計結(jié)果的可靠性，此處首先考慮使用“入世”之前的數(shù)據(jù)進行安慰劑檢驗，表3列(5)報告了安慰劑檢驗結(jié)果。本文發(fā)現(xiàn)，在“入世”之前貿(mào)易政策不確定性指數(shù)系數(shù)不顯著，這表明在中國“入世”之前，貿(mào)易政策不確定性的變動并沒有對我國制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著性影響，從而印證了本文使用DID方法是可靠的。

2.構(gòu)造虛擬處理組

借鑒Li 等(2016)[21]的做法，從樣本中隨機抽取50%的行業(yè)當作處理組，剩下的50%行業(yè)視為控制組，然后構(gòu)造安慰劑檢驗的交互項。為了增強估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文重復(fù)上述過程500次進行回歸，根據(jù)圖2發(fā)現(xiàn)，交互項系數(shù)均非常接近于0，且大多p值均大于0.2，表明企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高是貿(mào)易政策不確定性下降而不是遺漏的其他因素導(dǎo)致的。

圖2 隨機抽樣安慰劑檢驗

(四)內(nèi)生性檢驗

本文分別選取GDP加權(quán)地理距離、美國各年份對中國的優(yōu)惠關(guān)稅、出口產(chǎn)品價格當作貿(mào)易政策不確定性的工具變量，進行了2SLS的兩階段回歸。表4中，列(1)(3)(5)為2SLS的第一階段回歸結(jié)果，列(2)(4)(6)為2SLS的第二階段回歸結(jié)果。本文在實證結(jié)果中匯報了第一階段的F統(tǒng)計量，從結(jié)果看出F統(tǒng)計量都比較大，并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著大于0，克服了本文篩選的變量是弱工具變量的問題。本文以第一階段回歸后被解釋變量的擬合值進行第二階段回歸，并對工具變量進行相應(yīng)的統(tǒng)計檢驗，即Anderson LM統(tǒng)計量在1%的統(tǒng)計水平上拒絕了工具變量識別不足的原假設(shè)；Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量均大于10%的Stock-Yogo弱識別臨界值(16.38)，拒絕了弱工具變量原假設(shè)。

表4 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

(五)異質(zhì)性檢驗

1.基于地區(qū)差異的檢驗

本文把大樣本分為東部、中部、西部及東北地區(qū)四部分，分別對每個地區(qū)進行了回歸。表5可以發(fā)現(xiàn)，我國東部和中部地區(qū)的交互項系數(shù)顯著為正，而西部和東北地區(qū)系數(shù)并不顯著。這個估計結(jié)果意味著，貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響確實存在顯著的地區(qū)差異。對于這個估計結(jié)果，本文認為可能的原因是：西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展相對落后，國家對該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)保護力度較大，導(dǎo)致該地區(qū)的行業(yè)進口關(guān)稅在“入世”前后并沒有發(fā)生太明顯的變化，即“入世”后該地區(qū)的貿(mào)易政策不確定性并沒有發(fā)生明顯的下降，因此它并不能有效刺激到該地區(qū)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的變化；東北地區(qū)近年來經(jīng)濟一直沒有轉(zhuǎn)型成功，大多企業(yè)活力不足，這可能導(dǎo)致本地區(qū)企業(yè)對貿(mào)易政策不確定性的變動并不敏感；東部和中部地區(qū)的很多行業(yè)在“入世”后經(jīng)歷了較大幅度的關(guān)稅下降，這會通過中間品進口種類的增加及進口中間品質(zhì)量的提升等渠道促進本地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升(3)后文的機制分析部分將對此作用機制進行考察。。

表5 基于地區(qū)差異的回歸結(jié)果

2.基于企業(yè)貿(mào)易狀態(tài)的檢驗

構(gòu)造企業(yè)進口狀態(tài)虛擬變量(exportdum)(4)如果企業(yè)既出口又進口，exportdum=1；如果企業(yè)只出口不進口，則exportdum=0。經(jīng)本文測算發(fā)現(xiàn)，既出口又進口企業(yè)占樣本總量的49.49 %，只出口不進口企業(yè)占比為50.51 %。，然后與tpu1_year2002形成三重交互項，如果三重交互項符號顯著為正，表明貿(mào)易政策不確定性下降對進口企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升程度大于它對出口企業(yè)的影響。表6列(1)報告了交互項的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，tpu1×PostWTO02×exportdum顯著為正值。這個估計結(jié)果表明，貿(mào)易政策不確定性下降對既出口又進口企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升明顯大于它對只出口企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

3.基于貿(mào)易方式差異的檢驗

為了驗證貿(mào)易政策不確定性對采取不同貿(mào)易方式的企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響差異，本文首先把我國制造業(yè)企業(yè)劃分為純一般貿(mào)易企業(yè)、純加工貿(mào)易企業(yè)和混合貿(mào)易企業(yè)三種，然后分別考察了采取不同貿(mào)易方式的企業(yè)在面臨貿(mào)易政策不確定性下降時的生產(chǎn)率變化差異，回歸結(jié)果報告見表6列(2)-(4)?？梢园l(fā)現(xiàn)，采用一般貿(mào)易和混合貿(mào)易方式的交互項系數(shù)顯著為正值，但采用加工貿(mào)易方式的交互項系數(shù)雖為正值但并不顯著。這個回歸結(jié)果意味著，貿(mào)易政策不確定性對采取一般貿(mào)易和混合貿(mào)易方式的企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響比較顯著，而它對采取加工貿(mào)易方式的企業(yè)全要素生產(chǎn)率并不存在顯著性影響。

表6 基于出口狀態(tài)與貿(mào)易方式的回歸結(jié)果

4.基于所有制差異的檢驗

為了考察貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響是否存在企業(yè)所有制的差異，本文分別按照企業(yè)注冊類型(分為國有企業(yè)、私營企業(yè)和外資企業(yè)三種)和實收資本占比(分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩種)進行了分樣本檢驗，回歸結(jié)果報告見表7。按注冊類型劃分的回歸結(jié)果中，私營和外資企業(yè)的交互項回歸系數(shù)均顯著為正，而國有企業(yè)的交互項系數(shù)不顯著。這表明，貿(mào)易政策不確定性的下降會顯著刺激我國非國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，但它不會顯著影響我國國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。按企業(yè)實收資本劃分的回歸結(jié)果表明，非國有企業(yè)的交互項回歸系數(shù)顯著為正，而國有企業(yè)的交互項系數(shù)不顯著，與上述結(jié)論一致。

表7 基于所有制差異的回歸結(jié)果

5.基于企業(yè)規(guī)模差異的檢驗

本文分別基于企業(yè)從業(yè)人員與固定資產(chǎn)的中位數(shù)分別對企業(yè)規(guī)模進行分組，表8報告了分別基于從業(yè)人員與固定資產(chǎn)分組的回歸結(jié)果。本文發(fā)現(xiàn)，按照企業(yè)從業(yè)人員劃分的兩類企業(yè)的交互項系數(shù)均顯著為正。為了便于比較企業(yè)規(guī)模因素的調(diào)節(jié)作用，本文通過構(gòu)造企業(yè)類型虛擬變量(5)若企業(yè)類型為大型企業(yè)，其取值為1，否則其取值為0。與上述交互項的三重交互項，發(fā)現(xiàn)三重交互項的回歸系數(shù)顯著為正，表明相較于小型企業(yè)而言，貿(mào)易政策不確定性的下降對大型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效果更大。此外，按照資產(chǎn)劃分企業(yè)規(guī)模對應(yīng)的回歸結(jié)果表明，貿(mào)易政策不確定性下降僅能顯著促進資產(chǎn)規(guī)模較大企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，與按就業(yè)人員劃分對應(yīng)的回歸結(jié)果基本一致。

表8 基于企業(yè)規(guī)模差異的回歸結(jié)果

五、機制考察：基于中介效應(yīng)模型的檢驗

本文嘗試從制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新、企業(yè)中間品進口、出口產(chǎn)品質(zhì)量這三個渠道考察貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機制，構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型。

(2)

其中，中介變量channelfit分別用企業(yè)創(chuàng)新、中間品進口和出口產(chǎn)品質(zhì)量來表示，其他變量符號與上文一致。

(一)研發(fā)創(chuàng)新效應(yīng)

隨著貿(mào)易政策不確定性的下降，企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險降低，融資約束減少，企業(yè)會將更多的資金投資于內(nèi)部研發(fā)創(chuàng)新的領(lǐng)域，從而有助于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率(李敬子、劉月，2019)[22]。同時，貿(mào)易政策不確定性下降減少出口市場信息甄別難的問題，企業(yè)能夠準確預(yù)測出口市場的需求，提高企業(yè)創(chuàng)新決策效率，通過“自選擇效應(yīng)”效應(yīng)增加高生產(chǎn)率企業(yè)出口參與概率，并通過專利申請數(shù)的變化影響企業(yè)未來期望增加值，進一步促進出口企業(yè)生產(chǎn)率水平的提升(王永進、劉卉，2021)[23]。

基于中介效應(yīng)模型的實證考察表明，當把企業(yè)創(chuàng)新(6)企業(yè)創(chuàng)新采取企業(yè)專利申請數(shù)加1再取對數(shù)進行衡量。(lninnov)作為被解釋變量時，貿(mào)易政策不確定性的雙重交互項系數(shù)正向顯著，見表9列(1)，這表明“入世”后貿(mào)易政策不確定性的下降顯著加強我國企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。企業(yè)創(chuàng)新(lninnov)的回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著，見表9列(2)，說明存在部分中介效應(yīng)。進一步，本文分別選取了企業(yè)發(fā)明專利申請數(shù)、企業(yè)實用新型專利申請數(shù)及企業(yè)外觀設(shè)計專利申請數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新的代理變量進行中介效應(yīng)回歸，回歸結(jié)果表明，企業(yè)發(fā)明創(chuàng)新、企業(yè)實用新型創(chuàng)新通過了逐步回歸系數(shù)，而外觀設(shè)計創(chuàng)新并沒有通過相應(yīng)的檢驗。這表明發(fā)明專利與實用新型是貿(mào)易政策不確定性下降刺激企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的主要創(chuàng)新中介渠道，而外觀設(shè)計并不是中介渠道。

表9 創(chuàng)新中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

(二)企業(yè)中間品進口效應(yīng)

貿(mào)易政策不確定性下降，企業(yè)進口中間品集約邊際和擴展邊際上升，通過學(xué)習(xí)效應(yīng)、水平效應(yīng)、價格效應(yīng)提升企業(yè)生產(chǎn)率。隨著貿(mào)易政策不確定性下降，一方面，國內(nèi)中間品生產(chǎn)商面臨進口中間品競爭壓力，對進口中間品模仿學(xué)習(xí)，改進技術(shù)水平，提升技術(shù)標準，促進國內(nèi)中間品生產(chǎn)商生產(chǎn)率水平的提升；另一方面，出口企業(yè)可以通過模仿和吸收中間品中蘊含的先進技術(shù)，提高自身的全要素生產(chǎn)率。隨著貿(mào)易政策不確定性下降，企業(yè)進口中間品種類和數(shù)量增多，由于進口中間投入品所包含的技術(shù)和知識不可完全替代，這使得進口中間投入種類越多，技術(shù)溢出效應(yīng)就會越充分，從而促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。此外，隨著貿(mào)易政策不確定性下降，在產(chǎn)品質(zhì)量相同的情況下，企業(yè)會選擇價格優(yōu)勢的進口中間品，節(jié)約企業(yè)生產(chǎn)成本，將更多的資金投資于研發(fā)創(chuàng)新，促進企業(yè)生產(chǎn)率水平的提升。

表10列(1)的雙重交叉項的估計系數(shù)顯著為正，說明貿(mào)易政策不確定性的下降帶動了中間品進口種類的顯著增加；表10列(2)進口中間品種類的系數(shù)顯著為正，驗證了中間品種類增加會提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率這一結(jié)論，并通過了相應(yīng)的Sobel檢驗。這個回歸結(jié)果意味著中間品進口種類的增加是貿(mào)易政策不確定性下降促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的一個重要渠道。

表10 企業(yè)中間品進口效應(yīng)檢驗結(jié)果

進口中間品質(zhì)量借鑒Khandelwal(2010)[24]的模型進行測度。表10列(3)的交叉項估計系數(shù)顯著為正，說明貿(mào)易政策不確定性的下降會刺激企業(yè)進口更多的高質(zhì)量中間投入品。表10列(4)進口中間品質(zhì)量的估計系數(shù)顯著為正，驗證了進口中間品質(zhì)量提升能夠顯著促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率這一結(jié)論。這兩列的回歸結(jié)果意味著中間品進口質(zhì)量的提升是貿(mào)易政策不確定性下降促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的又一個重要渠道。

(三)出口產(chǎn)品質(zhì)量效應(yīng)

貿(mào)易政策不確定性下降導(dǎo)致企業(yè)參與出口市場概率增加，出口競爭程度進一步加劇，企業(yè)想在長期內(nèi)保持出口競爭優(yōu)勢，只有提升其出口產(chǎn)品質(zhì)量才能獲得長期的出口利潤彌補企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新與進口高質(zhì)量中間品的成本，有助于出口企業(yè)生產(chǎn)率水平提升(樊海潮、郭光遠，2015)[25]。關(guān)于出口產(chǎn)品質(zhì)量(quality)，借鑒Khandelwal等(2013)[26]的思路測算。

表11列(1)的交互項系數(shù)顯著為正值，這表明貿(mào)易政策不確定性的下降顯著促進了我國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的增加，這個結(jié)論與毛其淋(2020)[6]一致。表11列(2)的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量系數(shù)為正值且通過1%的顯著性檢驗，這表明企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的增強能夠顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。表11列(1)和列(2)回歸結(jié)果表明企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級是貿(mào)易政策不確定性下降刺激企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的一個重要渠道。本文還分別依據(jù)出口產(chǎn)品在其他市場上的平均價格與企業(yè)所在城市到港口城市的最近距離當作出口產(chǎn)品價格的工具變量重新測算出口產(chǎn)品質(zhì)量，回歸結(jié)果見表11列(3)-(6)，發(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果并未發(fā)生實質(zhì)性變化，再次驗證上述結(jié)論。

表11 出口產(chǎn)品質(zhì)量中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

六、研究結(jié)論與政策啟示

伴隨著近年來貿(mào)易政策不確定性的不斷加強，我國外貿(mào)企業(yè)面臨更為不確定的貿(mào)易環(huán)境。本文以中國“入世”為準自然實驗，利用當前最新的微觀層面數(shù)據(jù)系統(tǒng)考察了貿(mào)易政策不確定性對我國制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。本文的實證研究表明：總體來看，貿(mào)易政策不確定性的下降會顯著提升我國制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，且這種影響具有動態(tài)特征；在更換被解釋變量及核心解釋變量測度方法等一系列穩(wěn)健性檢驗之后，上述結(jié)論依然成立；貿(mào)易政策不確定性對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的上述影響會受到企業(yè)區(qū)域、貿(mào)易方式、所有制、進出口狀態(tài)及企業(yè)規(guī)模等因素的制約，即只有在我國東部及中部地區(qū)、非國有及規(guī)模以上的非加工貿(mào)易企業(yè)，上述結(jié)論才成立；機制考察結(jié)果表明，貿(mào)易政策不確定性的下降會通過研發(fā)創(chuàng)新效應(yīng)、中間品進口效應(yīng)、出口質(zhì)量效應(yīng)三個主要的渠道刺激企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升?；诒疚牡难芯拷Y(jié)論，得到如下政策啟示。

(一)積極尋求并加強全球多邊及雙邊區(qū)域性貿(mào)易經(jīng)濟合作

當前中美貿(mào)易摩擦、新冠疫情、貿(mào)易保護主義等問題依然嚴峻，企業(yè)外部營商環(huán)境貿(mào)易不確定性在逐漸增大，中國通過積極參加貿(mào)易談判，如“區(qū)域全面經(jīng)濟伙伴關(guān)系(RCEP)”等貿(mào)易協(xié)定，加強貿(mào)易伙伴國的信息共享，減少貿(mào)易成本，降低貿(mào)易政策不確定性發(fā)生的概率，為企業(yè)層面全要素生產(chǎn)率提升提供穩(wěn)定的貿(mào)易政策環(huán)境。

(二)形成以國內(nèi)國際雙循環(huán)優(yōu)化區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新格局

在通過降低貿(mào)易政策不確定性從而減輕對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的沖擊時，需要基于當前和今后的貿(mào)易與經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，適度結(jié)合企業(yè)類型、規(guī)模、投資區(qū)位、貿(mào)易方式及出口狀態(tài)等因素綜合實施，通過擴大內(nèi)需政策實現(xiàn)市場多元化發(fā)展，引導(dǎo)不同類型出口企業(yè)平穩(wěn)過渡，降低不同類型的出口企業(yè)的出口風(fēng)險，并根據(jù)企業(yè)自身異質(zhì)性制定差異化的政策措施，加強貿(mào)易政策不確定性下降對不同區(qū)域或不同類型企業(yè)的正向促進作用。

(三)推動企業(yè)進口優(yōu)化機制進行創(chuàng)新改革

企業(yè)應(yīng)樹立“質(zhì)量優(yōu)勢”的發(fā)展理念，在參與出口貿(mào)易的過程中，加大中間品進口的種類并注重提升中間品進口質(zhì)量，通過進口高質(zhì)量的中間投入品，學(xué)習(xí)國外先進的技術(shù)并促進其研發(fā)創(chuàng)新水平提升，優(yōu)化中間品的供給體系，實現(xiàn)中間品內(nèi)向化發(fā)展，緩解供應(yīng)鏈問題，從而提升其出口產(chǎn)品質(zhì)量，增加其出口產(chǎn)品競爭力，并通過產(chǎn)品加成率提升增加企業(yè)獲利空間，消除出口企業(yè)的融資約束，通過貿(mào)易政策不確定性下降對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用渠道而強化其促進效應(yīng)。