曹若楠

（中國人民大學(xué)商學(xué)院）

一、引言

當(dāng)前，世界百年未有之大變局加速演進，世界經(jīng)濟復(fù)蘇動力不足。金融危機以后，全球貿(mào)易干預(yù)措施數(shù)量（尤其是偏向保護主義的干預(yù)措施）顯著上升，根據(jù)WTO 統(tǒng)計數(shù)據(jù)，2009-2022年，中國是遭遇技術(shù)性貿(mào)易壁壘（TBT）沖擊次數(shù)最高的國家之一，共計1890 次。通過創(chuàng)新使得產(chǎn)品滿足不斷升級的技術(shù)標準是出口企業(yè)保有出口競爭力的重要手段，在當(dāng)前國際地緣政治矛盾銳化、非關(guān)稅壁壘日益成為貿(mào)易保護主義制裁手段以及中國制造業(yè)提質(zhì)升級任務(wù)日益緊迫的背景下，充分研究分析技術(shù)性貿(mào)易壁壘對我國出口企業(yè)的創(chuàng)新影響有助于厘清企業(yè)的創(chuàng)新動力，為受貿(mào)易壁壘影響的企業(yè)指明創(chuàng)新方向。

二、技術(shù)性貿(mào)易壁壘對受限企業(yè)的創(chuàng)新影響因素

目前，技術(shù)性貿(mào)易壁壘是我國國際貿(mào)易面臨的重要貿(mào)易障礙，但技術(shù)性貿(mào)易壁壘對我國出口企業(yè)及其相關(guān)企業(yè)的創(chuàng)新影響在理論上是復(fù)雜的或者不確定的。持負面觀點的學(xué)者認為，出口企業(yè)要想進入進口市場，就必須與其設(shè)定的技術(shù)標準、認證、檢測等方面的需求相適應(yīng)，其所承擔(dān)的交易成本增加，失去技術(shù)創(chuàng)新的動力[1][2]。同時，技術(shù)貿(mào)易障礙對出口國的技術(shù)創(chuàng)新也可以起到積極的作用，盡管技術(shù)貿(mào)易障礙在短期內(nèi)會限制貿(mào)易，從而阻礙企業(yè)出口，但從長遠來看，它可以促進出口公司的技術(shù)水平和產(chǎn)品質(zhì)量。杜凱等[3]指出，中國公司在技術(shù)貿(mào)易壁壘中表現(xiàn)出顯著的技術(shù)創(chuàng)新意愿。李春頂[4]、孫曉琴和吳勇[5]等證明技術(shù)性貿(mào)易壁壘從長期來看對出口公司的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生積極的影響。

（一）競爭效應(yīng)

首先，技術(shù)性貿(mào)易壁壘引起的標準升級造成的國內(nèi)外異質(zhì)生產(chǎn)標準制約了我國出口企業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的發(fā)揮。其次，標準升級對生產(chǎn)設(shè)備的升級改造提出了新要求，出口企業(yè)為滿足新的出口標準需要產(chǎn)品升級或創(chuàng)新而增加的固定資本和可變資本投入都進一步削弱了企業(yè)在出口市場的競爭力[6]。再者，基于各類合格評定程序的認證過程增加了我國企業(yè)出口成本。

（二）技術(shù)溢出效應(yīng)

技術(shù)性貿(mào)易壁壘所通報的技術(shù)法規(guī)和技術(shù)標準對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新指明了新的發(fā)展方向和技術(shù)要求，為創(chuàng)新路徑提供了明確指引，為企業(yè)提供研發(fā)思路，增強研發(fā)動力,可以促進企業(yè)以滿足出口需求為導(dǎo)向的創(chuàng)新研發(fā)動力[7][8]。技術(shù)標準是創(chuàng)新的源泉，為企業(yè)創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化和可預(yù)期的產(chǎn)品升級提供了衡量標準，從而激勵企業(yè)從事技術(shù)創(chuàng)新[9]。

（三）市場份額效應(yīng)

技術(shù)標準的提升為政策沖擊后的存續(xù)企業(yè)帶來了規(guī)模效應(yīng)。一方面，技術(shù)標準提升后產(chǎn)品質(zhì)量提高帶來了產(chǎn)品價格增長，企業(yè)出口利潤上漲；另一方面，技術(shù)標準不達標的企業(yè)退出出口市場，其市場份額由存續(xù)企業(yè)獲取，存續(xù)企業(yè)的出口規(guī)模上升，出口利潤增加。

綜上，本文提出以下研究假設(shè)：

H1：技術(shù)性貿(mào)易壁壘有助于我國出口企業(yè)的創(chuàng)新水平提升。

三、計量模型和數(shù)據(jù)說明

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)主要包括專利數(shù)據(jù)、TBT 數(shù)據(jù)、中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫。其中，專利數(shù)據(jù)使用的中國專利數(shù)據(jù)庫來自于中國國家知識產(chǎn)權(quán)局；TBT-STC 案例數(shù)據(jù)庫來自于WTO 的技術(shù)性貿(mào)易措施通報系統(tǒng)（TBT-IMS），主要使用TBT 案例中由中國提出的STC 提案的案例作為研究對象。采用這一措施主要基于以下兩方面的考量，（1）技術(shù)性貿(mào)易壁壘通報并不總是對我國出口產(chǎn)品造成出口壁壘，若某國提出的產(chǎn)品升級技術(shù)標準與我國現(xiàn)存標準一致或低于我國現(xiàn)存標準，該通報對我國企業(yè)的產(chǎn)品出口不造成壁壘沖擊。因此，本文的研究對象僅聚焦于我國提出異議的技術(shù)性貿(mào)易措施通報；（2）由于TBT 通報對我國產(chǎn)品造成影響的時間點無法確認，而被我國提出異議的通報可以確定在通報前我國出口企業(yè)已在該國就特定產(chǎn)品有貿(mào)易行為。因此，使用這一特定措施有利于更好地識別出我國出口企業(yè)遭遇的技術(shù)性貿(mào)易壁壘。企業(yè)特征及財務(wù)數(shù)據(jù)來自2000—2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，參考已有研究剔除了企業(yè)觀測值存在異常的情況，包括：（1）總收入、固定資產(chǎn)、銷售額、中間品價值、出口額為負的企業(yè)；（2）就業(yè)人數(shù)少于8 人；（3）財務(wù)數(shù)據(jù)異常，如出口額大于銷售額、流動資產(chǎn)或固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)。企業(yè)的出口相關(guān)信息來自2000—2013年的中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫。具體的匹配方法如下，首先將TBT-STC數(shù)據(jù)根據(jù)產(chǎn)品編碼與海關(guān)數(shù)據(jù)進行匹配，獲得包含企業(yè)遭受技術(shù)性貿(mào)易壁壘沖擊的海關(guān)數(shù)據(jù)。其次，將海關(guān)數(shù)據(jù)加總為年份數(shù)據(jù)，根據(jù)企業(yè)名稱按年份與工企數(shù)據(jù)及專利數(shù)據(jù)合并，最終得到用于分析的樣本包括2000—2013年286 990 家企業(yè)。

（一）計量模型

為了識別技術(shù)性貿(mào)易壁壘政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響，并考慮到政策實施的時間不同，本文參考Beck et al(2010)構(gòu)建多期雙重差分模型（DID）來衡量TBT 對出口企業(yè)創(chuàng)新的影響，構(gòu)建如下的多期DID 模型：

其中，下標f、t分別表示企業(yè)、年份。Treatft表示是否為實驗組，TBTft代表遭遇TBT的年份，Xft為控制變量，φf和φt表示企業(yè)及年份固定效應(yīng)，εft為隨機干擾項。

（二）變量定義

本文的核心被解釋變量企業(yè)創(chuàng)新以企業(yè)每年的專利申請數(shù)度量。政策變量為由我國提出的TBT-STC 的啞變量。中介變量考慮了市場競爭、技術(shù)溢出、市場規(guī)模的作用機制。其他控制變量根據(jù)現(xiàn)有的理論與現(xiàn)有的研究結(jié)論，納入總資產(chǎn)、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、資本密集度。以上變量的具體變量構(gòu)造方法見表1（本文對自變量進行了VIF 檢驗，檢驗值均小于10，不存在多重共線性問題）。

表1 變量定義

四、實證結(jié)果分析

（一）平衡趨勢檢驗

雙重差分法有效性的重要前提假設(shè)是趨同假設(shè),即如果沒有發(fā)生技術(shù)性貿(mào)易壁壘,受限企業(yè)與其他企業(yè)的創(chuàng)新變化趨勢應(yīng)該是平行的,TBT 沖擊后的差異來源于政策沖擊。圖1 繪制了創(chuàng)新概率（左圖）和創(chuàng)新強度（右圖）的平衡趨勢檢驗圖,當(dāng)期（current）前（pre1、pre2、pre3）的系數(shù)趨勢平緩且估計值基本為0,表明受限企業(yè)與其他企業(yè)在政策實施前沒有顯著差異,從當(dāng)期開始兩圖中的系數(shù)顯著上升（創(chuàng)新強度的變化趨勢更強），表明技術(shù)性貿(mào)易壁壘的實施顯著提升了企業(yè)創(chuàng)新概率和創(chuàng)新強度?？傮w而言,上述檢驗滿足平行趨勢假設(shè)，可以使用DID 模型進行估計。

圖1 平衡趨勢檢驗圖

（二）多期雙重差分回歸結(jié)果

基準回歸結(jié)果如表2 所示，列（1）至（4）檢驗了TBT 對創(chuàng)新概率及創(chuàng)新強度的直接影響，未控制行業(yè)變量時，TBT 負面影響創(chuàng)新概率及其強度。（5）和（6）列的結(jié)果說明，加入控制變量及行業(yè)控制變量后，TBT 對出口企業(yè)的創(chuàng)新影響顯著為正。該影響不僅存在于出口企業(yè)是否有進行創(chuàng)新行為，對出口企業(yè)的創(chuàng)新強度同樣具有顯著的正向效應(yīng)，驗證了前文的假設(shè)。

表2 基準回歸

（二）穩(wěn)健性檢驗

由于本文使用的實證模型為PSMDID，該方法可以有效避免內(nèi)生性問題。為了進一步檢驗基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文替換因變量和反事實檢驗的方法對回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。替換的因變量使用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中新產(chǎn)品績效（DT）檢驗TBT 對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。表3 列（1）的結(jié)果顯示TBT 對創(chuàng)新績效的影響依然顯著為正,（2）和（3）列展示了TBT 滯后一期對創(chuàng)新行為的影響，實證結(jié)果顯示，TBT 的創(chuàng)新影響進一步擴大。此外，通過隨機設(shè)定受限企業(yè)與非受限企業(yè)，本文使用反事實分析方法對TBT 的政策效應(yīng)進行了安慰劑檢驗。列（4）和（5）匯報了對樣本內(nèi)企業(yè)虛構(gòu)實驗組與對照組，并進行DID 回歸，結(jié)果顯示虛構(gòu)TBT 對出口企業(yè)創(chuàng)新概率及創(chuàng)新強度的影響均不顯著，進一步驗證了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗

（三）中介效應(yīng)檢驗

表4 匯報了前文中提到的技術(shù)外溢、競爭效應(yīng)、市場份額的中介效應(yīng)檢驗。檢驗結(jié)果顯示，技術(shù)外溢及市場份額在技術(shù)性貿(mào)易壁壘影響企業(yè)創(chuàng)新的路徑上產(chǎn)生顯著的中介作用，而競爭效應(yīng)則產(chǎn)生了遮掩效應(yīng)。

表4 Sobel 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

四、研究結(jié)論

本文通過研究由我國提出的TBT-STC 提案，使用多期雙重差分的方法以2000—2013 的出口制造業(yè)企業(yè)為樣本，為TBT 促進出口企業(yè)創(chuàng)新的論點提供了實證支持，并進一步檢驗作用路徑發(fā)現(xiàn)TBT 帶來技術(shù)外溢及市場份額的影響促進了出口企業(yè)創(chuàng)新提升，而規(guī)模效應(yīng)及市場競爭效應(yīng)則在TBT 影響創(chuàng)新的路徑中產(chǎn)生倒逼創(chuàng)新的作用。TBT 措施導(dǎo)致出口產(chǎn)品貿(mào)易競爭力降低，使得出口企業(yè)所面臨的競爭壓力增加，不利于技術(shù)創(chuàng)新。但同時，TBT 披露的技術(shù)標準降低了企業(yè)的學(xué)習(xí)成本和創(chuàng)新成本；以及TBT 的實施造成的部分企業(yè)由于出口成本的增加放棄國外市場為存續(xù)企業(yè)帶來新增市場份額，也為企業(yè)增加了創(chuàng)新動力。