毛其淋

一、引 言

改革30多年來(lái)，中國(guó)在對(duì)外貿(mào)易上取得了矚目的成就，貿(mào)易總額以年均18%的速度快速擴(kuò)張，超過(guò)同一時(shí)期世界貿(mào)易6%的平均增長(zhǎng)速度，并且已取代德國(guó)成為世界上最大的出口國(guó)，進(jìn)口貿(mào)易也穩(wěn)居世界第二位。為了適應(yīng)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革和加入世界貿(mào)易組織（WTO），中國(guó)也施行了以削減關(guān)稅為主要內(nèi)容的貿(mào)易政策改革，隨著成功加入WTO，中國(guó)的貿(mào)易自由化進(jìn)程也被不斷推進(jìn)［1］。另一方面，中國(guó)的全要素生產(chǎn)率在過(guò)去二十年保持了年均4%的持續(xù)增長(zhǎng)［2］，李玉紅［3］等也發(fā)現(xiàn)2000年以來(lái)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)，盡管增速有所減緩，但也每年平均增長(zhǎng)2．5%。那么貿(mào)易自由化對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生了怎樣的影響，更進(jìn)一步地，什么類(lèi)型的企業(yè)受貿(mào)易自由化的影響較大？企業(yè)生產(chǎn)率是決定一國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的重要源泉，也是企業(yè)在國(guó)際市場(chǎng)上是否具有競(jìng)爭(zhēng)力的基礎(chǔ)［4］，因此對(duì)這一問(wèn)題的研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

在國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)界，已有不少學(xué)者探討了貿(mào)易自由化對(duì)生產(chǎn)率的影響。Tybout和 Westbrook［5］較早地研究了貿(mào)易自由化對(duì)墨西哥制造業(yè)行業(yè)生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)提高了行業(yè)生產(chǎn)率。Head和Ries［6］使用加拿大230個(gè)制造業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)考察了貿(mào)易自由化是否提升了行業(yè)效率，結(jié)果表明雙邊關(guān)稅減讓在總體上有助于提高行業(yè)生產(chǎn)效率。Ferreira和 Rossi［7］發(fā)現(xiàn) 1988—1990年的關(guān)稅減讓使得巴西制造業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率獲得了6%的增長(zhǎng)。與早期從行業(yè)層面進(jìn)行考察不同的是，Pavcnik［8］使用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)探討了貿(mào)易自由化對(duì)智利制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，作者首先采用半?yún)?shù)方法測(cè)算企業(yè)生產(chǎn)率以克服同步偏差和選擇性偏差，研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化促進(jìn)了企業(yè)內(nèi)部（withing plant）生產(chǎn)率進(jìn)步，此外該文還考察了企業(yè)退出行為對(duì)生產(chǎn)率的影響。Fernandes［9］使用1977-1991年哥倫比亞企業(yè)層面數(shù)據(jù)，考察了貿(mào)易政策與制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在控制了行業(yè)和企業(yè)等異質(zhì)性特征之后，最終品關(guān)稅減讓顯著地促進(jìn)了哥倫比亞企業(yè)生產(chǎn)率的提高，并且規(guī)模較大的企業(yè)從貿(mào)易自由化中獲益也更多。更進(jìn)一步地，Schor［10］對(duì)巴西、Amiti和 Konings［11］對(duì)印度尼西亞的研究不僅使用最終品關(guān)稅來(lái)衡量貿(mào)易自由化，而且還考慮了中間品關(guān)稅，兩篇文章都發(fā)現(xiàn)最終品關(guān)稅和中間品關(guān)稅減讓均提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。此外，Iscan［12］對(duì)墨西哥、Topalova［13］對(duì)印度的研究也都得到了貿(mào)易自由化促進(jìn)生產(chǎn)率提高的結(jié)論。

但相比之下，研究貿(mào)易自由化與中國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率關(guān)系的文獻(xiàn)則較為匱乏，直到最近才引起了學(xué)者們的關(guān)注。余淼杰［14］（2010）較早地使用企業(yè)層面數(shù)據(jù)實(shí)證考察了貿(mào)易自由化對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，得出貿(mào)易自由化顯著地促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率的提高，但該文的考察期間僅限于1998-2002年，而中國(guó)于2001年底加入WTO，并在隨后進(jìn)行了大范圍的關(guān)稅減讓?zhuān)虼硕虡颖疽苍S不能全面地反映貿(mào)易自由化與企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系，尤其是無(wú)法刻畫(huà)加入WTO以來(lái)二者之間的關(guān)系。王恬和王蒼峰［15］使用世界銀行提供的1999-2002年制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析了貿(mào)易政策變動(dòng)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，得到的結(jié)論與余淼杰［14］恰好相反，認(rèn)為進(jìn)口關(guān)稅減讓降低了企業(yè)生產(chǎn)率，雖然這兩篇文獻(xiàn)考察的期限相近，但王恬和王蒼峰［15］的樣本只涵蓋9個(gè)行業(yè)的1500多家企業(yè)，這或許是導(dǎo)致兩者結(jié)論不一致的原因。余淼杰［16］則進(jìn)一步引入了加工貿(mào)易，分析發(fā)現(xiàn)最終品關(guān)稅減讓顯著地提高了企業(yè)生產(chǎn)率，而且加工貿(mào)易企業(yè)相對(duì)于非加工貿(mào)易企業(yè)有更高的生產(chǎn)率。與上述文獻(xiàn)相比，本文嘗試采用1998-2007年高度細(xì)化的關(guān)稅數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)更為全面、穩(wěn)健地研究貿(mào)易自由化與中國(guó)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系。本文可能的貢獻(xiàn)在于：首先，為了能夠精確地測(cè)算制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率，我們結(jié)合中國(guó)加入WTO以及實(shí)施西部大開(kāi)發(fā)的實(shí)際對(duì)Olley和Pakes［17］的方法進(jìn)行了修正，從而有效地解決了同步偏差和選擇性偏差問(wèn)題。其次，本文不僅測(cè)算了最終品關(guān)稅，還在此基礎(chǔ)上結(jié)合中國(guó)的投入-產(chǎn)出表進(jìn)一步計(jì)算了中間品關(guān)稅，從而在研究中區(qū)分了貿(mào)易自由化的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)（由最終品關(guān)稅減讓引致）、成本節(jié)約以及優(yōu)質(zhì)要素獲得效應(yīng)（由中間品關(guān)稅減讓引致）對(duì)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的作用，克服了已有的單從最終品關(guān)稅角度研究貿(mào)易自由化對(duì)中國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率影響的缺陷。第三，本文考慮了貿(mào)易自由化的內(nèi)生性問(wèn)題，并構(gòu)造了合適的工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘法（2SLS）估計(jì)，從而糾正了以往采用普通最小二乘法（OLS）估計(jì)所可能產(chǎn)生的偏差問(wèn)題。第四，本文進(jìn)一步采用Olley-Pakes方法對(duì)生產(chǎn)率進(jìn)行分解，揭示了企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)率改進(jìn)和市場(chǎng)份額重置效應(yīng)的相對(duì)重要性，并在此基礎(chǔ)上考察了貿(mào)易自由化、資源配置與生產(chǎn)率的關(guān)系。

本文剩余部分的結(jié)構(gòu)安排為：第二部分為指標(biāo)的測(cè)度和影響機(jī)制分析；第三部分為實(shí)證研究框架；第四部分報(bào)告基本估計(jì)結(jié)果并進(jìn)行分析；第五部分探討貿(mào)易自由化、資源配置與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系；第六部分是結(jié)論。

二、指標(biāo)的測(cè)度和影響機(jī)制分析

（一）貿(mào)易自由化的構(gòu)造

考慮到中國(guó)自20世紀(jì)90年代以來(lái)為了適應(yīng)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革和加入WTO，施行了以削減關(guān)稅稅率為主要內(nèi)容的貿(mào)易政策改革，在我們的考察期內(nèi)進(jìn)口配額和許可證等非關(guān)稅壁壘已處于一個(gè)很低的水平上，可以推測(cè)，非關(guān)稅壁壘的變化對(duì)貿(mào)易自由化的影響不會(huì)很大。因此，本文主要從關(guān)稅率的角度來(lái)刻畫(huà)貿(mào)易自由化水平。首先將最終品關(guān)稅（output tariff）定義為：

其中j和t分別表示行業(yè)和年份，s表示協(xié)調(diào)編碼六位碼產(chǎn)品，Ωj表示行業(yè)j的產(chǎn)品集合，nst表示第t年HS6位碼產(chǎn)品s的稅目數(shù)，τst表示第t年HS6位碼產(chǎn)品 s的進(jìn)口關(guān)稅稅率。與 Fernandes［9］、王恬和王蒼峰［15］、余淼杰［16］等單獨(dú)關(guān)注最終品關(guān)稅所不同的是，本文還進(jìn)一步考慮了中間品關(guān)稅（input tariff）來(lái)刻畫(huà)貿(mào)易自由化。中間品關(guān)稅的測(cè)算借鑒Schor［10］的做法，將其定義為：

其中，Gj表示行業(yè) j的投入集合，αgt＝表示要素g的投入權(quán)重，用投入要素g的成本占行業(yè)j總投入要素成本的比重來(lái)衡量①鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，這里的投入權(quán)重根據(jù)2002年的中國(guó)投入-產(chǎn)出表計(jì)算得到。此外，考慮到投入權(quán)重可能隨時(shí)間變化，在計(jì)算1998—1999年、2000—2004年以及2005—2007年三個(gè)時(shí)間段的投入權(quán)重時(shí)分別使用1997年、2002年和2007年的中國(guó)投入產(chǎn)出表，得到的估計(jì)結(jié)果非常類(lèi)似，限于篇幅，本文沒(méi)有給予報(bào)告，感興趣的讀者可向作者索取。。

（二）企業(yè)全要素生產(chǎn)率的測(cè)度

為了克服傳統(tǒng)OLS方法測(cè)算企業(yè)生產(chǎn)率時(shí)所可能產(chǎn)生的同步偏差和選擇性偏差問(wèn)題，本文采用Olley和 Pakes［17］的半?yún)?shù)法（簡(jiǎn)稱(chēng) OP法）進(jìn)行估計(jì)，同時(shí)為了穩(wěn)健起見(jiàn)，本文也使用 Levinsohn和Petrin［18］方法（簡(jiǎn)稱(chēng)LP法）估計(jì)得到的生產(chǎn)率進(jìn)行分析。其中，前者使用投資作為企業(yè)受到生產(chǎn)率沖擊時(shí)的調(diào)整變量，后者則是采用企業(yè)的中間投入變量作為企業(yè)受到生產(chǎn)率沖擊時(shí)的可調(diào)整要素投入②限于篇幅，這里沒(méi)有給出兩種方法測(cè)算企業(yè)生產(chǎn)率的具體步驟，感興趣的讀者可以向作者索取。。圖1描繪了傳統(tǒng)OLS法、OP法以及LP法3種方法估算的全要素生產(chǎn)率的變化趨勢(shì)，從中可以看出，OP法和LP法估算得到的全要素生產(chǎn)率水平比較接近，而傳統(tǒng)OLS法估算得到的全要素生產(chǎn)率水平卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于前兩者，這表明如果忽略樣本企業(yè)的同步偏差和選擇性偏差問(wèn)題，直接使用傳統(tǒng)的OLS方法估計(jì)全要素生產(chǎn)率將會(huì)出現(xiàn)明顯的低估。同時(shí)我們注意到OP法估算得到的生產(chǎn)率水平處于OLS法和LP法之間，這也隱含著采用OP法估算企業(yè)生產(chǎn)率是最為可靠的③接下來(lái)分析如果沒(méi)有特別說(shuō)明，采用的均是OP法估算的全要素生產(chǎn)率。。

圖1 傳統(tǒng)OLS法、OP法和LP法估算的生產(chǎn)率變化趨勢(shì)

（三）影響機(jī)制分析

貿(mào)易自由化與制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率之間存在怎樣的關(guān)系？為了初步回答這一問(wèn)題，我們給出貿(mào)易自由化與生產(chǎn)率之間的散點(diǎn)圖，其中圖2刻畫(huà)了最終品關(guān)稅、中間品關(guān)稅與行業(yè)平均生產(chǎn)率之間的關(guān)系。

圖2 貿(mào)易自由化與行業(yè)平均生產(chǎn)率的散點(diǎn)圖

從中可以明顯地看出，生產(chǎn)率與最終品關(guān)稅、中間品關(guān)稅都呈現(xiàn)反向的變動(dòng)關(guān)系，即生產(chǎn)率隨著貿(mào)易自由化水平的提高而上升。一個(gè)隨之而來(lái)問(wèn)題便是，貿(mào)易自由化是如何影響企業(yè)生產(chǎn)率？接下來(lái)我們就貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響機(jī)制進(jìn)行簡(jiǎn)要分析，并為下文的實(shí)證研究提供理論支撐。

貿(mào)易自由化可以通過(guò)多種途徑影響企業(yè)生產(chǎn)率。首先，進(jìn)口關(guān)稅下降的一個(gè)直接后果就是吸引大量的國(guó)外同類(lèi)產(chǎn)品涌入本國(guó)，導(dǎo)致國(guó)內(nèi)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇。面對(duì)激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，國(guó)內(nèi)企業(yè)為了繼續(xù)生存而不得不加大研發(fā)投資、更新機(jī)器設(shè)備以及改進(jìn)生產(chǎn)組織方式，從而提高了自身的生產(chǎn)率水平。Helpman和Krugman［19］從理論上考察了進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)與生產(chǎn)率的關(guān)系，認(rèn)為來(lái)自國(guó)外的競(jìng)爭(zhēng)會(huì)提高國(guó)內(nèi)企業(yè)面臨的需求彈性，市場(chǎng)勢(shì)力削弱而且企業(yè)的平均成本曲線(xiàn)出現(xiàn)下移，因此企業(yè)生產(chǎn)率得到了提升。Levinsohn［20］提出了“進(jìn)口作為一種市場(chǎng)原則”假說(shuō)（Import-as-Market-Discipline Hypothesis），認(rèn)為激烈的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)會(huì)使國(guó)內(nèi)企業(yè)更有效率，并進(jìn)一步使用土耳其制造業(yè)企業(yè)層面數(shù)據(jù)驗(yàn)證了該假說(shuō)。此外，Lawrence和Weinstein［21］對(duì)日本的研究也發(fā)現(xiàn)了進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提高的證據(jù)。

其次，由于一種進(jìn)口產(chǎn)品對(duì)某個(gè)企業(yè)而言是競(jìng)爭(zhēng)型產(chǎn)品，而對(duì)其它企業(yè)來(lái)說(shuō)則可能是中間投入品［11］，因此，進(jìn)口關(guān)稅減讓會(huì)降低企業(yè)的生產(chǎn)成本，生產(chǎn)成本的節(jié)約使得企業(yè)有更充足的資金去更新過(guò)時(shí)的機(jī)器設(shè)備或進(jìn)行研發(fā)投資以及人員培訓(xùn)，這顯然是有助于提高企業(yè)生產(chǎn)率的。除此之外，中間品關(guān)稅減讓還能使企業(yè)從國(guó)外獲得更多高質(zhì)量且多樣化的中間投入，Goldberg等［22］對(duì)印度的研究發(fā)現(xiàn)，中間品關(guān)稅減讓的確使印度的制造業(yè)企業(yè)獲得了更多種類(lèi)的中間產(chǎn)品投入，貿(mào)易自由化使得進(jìn)口的中間投入種類(lèi)增加了2／3，新進(jìn)口的中間投入通常來(lái)自更為發(fā)達(dá)的國(guó)家，而且比先前的進(jìn)口品具有更高的單位價(jià)值或質(zhì)量［23］，因此也是有利于提高企業(yè)生產(chǎn)率。實(shí)際上，進(jìn)口中間品種類(lèi)與生產(chǎn)率之間的關(guān)系也已被許多研究所證實(shí)，Halpern等［24］利用匈牙利1992-2003年制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)進(jìn)口投入品促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率提高14%，而中間品種類(lèi)的增加貢獻(xiàn)了其中的 2／3；此外，Kasahara和 Rodrigue［25］對(duì)智利、Parsons和 Nguyen［26］對(duì)日本的研究也都發(fā)現(xiàn)了中間品種類(lèi)的增加會(huì)改善企業(yè)生產(chǎn)率的證據(jù)。

第三，以Melitz［27］為代表的新新貿(mào)易理論強(qiáng)調(diào)了資源重置對(duì)生產(chǎn)率的作用，認(rèn)為貿(mào)易自由化會(huì)迫使無(wú)效率的企業(yè)遭到淘汰，并且使得資源從低效率的企業(yè)轉(zhuǎn)移到高效率的企業(yè)，即貿(mào)易自由化通過(guò)對(duì)資源進(jìn)行有效的再配置進(jìn)而提高了企業(yè)生產(chǎn)率水平。Hsieh和Klenow［28］對(duì)中國(guó)的研究發(fā)現(xiàn)，如果資本和勞動(dòng)力得到更有效的再配置，那么中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率將獲得額外30%～50%的增長(zhǎng)。Harrison等［29］考察了在資源重置效應(yīng)對(duì)印度制造業(yè)生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)行業(yè)總體生產(chǎn)率的提高主要由平均生產(chǎn)率驅(qū)動(dòng)，而市場(chǎng)份額再配置的貢獻(xiàn)相對(duì)較小，其中平均生產(chǎn)率的提高又主要?dú)w因于印度的貿(mào)易自由化改革，進(jìn)一步地，文章認(rèn)為盡管企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)率進(jìn)步很重要，但這當(dāng)中有一部分是由企業(yè)的進(jìn)入和退出行為導(dǎo)致的，因此從這個(gè)角度來(lái)看，資源再配置的作用也不容忽視。

三、實(shí)證研究框架

（一）計(jì)量模型

本文重點(diǎn)考察貿(mào)易自由化對(duì)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，根據(jù)既有的理論和實(shí)證研究文獻(xiàn)，將計(jì)量模型設(shè)定如下：

下標(biāo)i、j、k和 t分別表示企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和年份。tfpijkt表示企業(yè)生產(chǎn)率，由上文修正的OP法計(jì)算得到；TarOjt和TarIjt是本文的核心解釋變量，分別用來(lái)刻畫(huà)最終品貿(mào)易自由化和中間品貿(mào)易自由化；νj、νk和νt分別表示行業(yè)、地區(qū)和年份特定效應(yīng)，εijkt表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為了提高估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，在計(jì)量模型中加入一些控制變量Xijkt是必要的，本文選取的控制變量主要包括：（1）赫芬達(dá)爾指數(shù)（herfindahl），用來(lái)衡量企業(yè)市場(chǎng)集中度，其計(jì)算式為herfindahljt＝，其中 saleit表示企業(yè) i在t年的銷(xiāo)售額，saleit表示行業(yè)j在t年的總銷(xiāo)售額，Sit表示企業(yè)i在t年的市場(chǎng)占有率如果該指數(shù)越大則表明企業(yè)市場(chǎng)集中程度越大，即壟斷性越高，若該指數(shù)越小則意味著企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越強(qiáng)。（2）企業(yè)退出啞變量（eχit），來(lái)控制企業(yè)退出行為的生產(chǎn)率效應(yīng)，如果企業(yè)i在下一年退出市場(chǎng)，則eχit取值為1，反之取值為0。（3）資本密集度（klratio），用固定資產(chǎn)凈值年平均余額與從業(yè)人員年平均人數(shù)的比值取對(duì)數(shù)表示，其中固定資產(chǎn)凈值年平均余額使用以1998年為基期的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減處理。（4）中型企業(yè)啞變量（medium）和大型企業(yè)啞變量（large）用來(lái)考察企業(yè)規(guī)模對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，我們根據(jù)企業(yè)銷(xiāo)售額的三分位數(shù)將企業(yè)等分為小型企業(yè)、中型企業(yè)和大型企業(yè)3個(gè)類(lèi)別，當(dāng)企業(yè)i屬于中型企業(yè)時(shí)，medium取值為1，否則為0；類(lèi)似地，當(dāng)企業(yè)i屬于大型企業(yè)時(shí)，large取值為1，否則為0。（5）企業(yè)年齡（age），本文用當(dāng)年年份與企業(yè)開(kāi)業(yè)年份的差來(lái)衡量企業(yè)年齡。（6）國(guó)有企業(yè)啞變量（soes）和外資企業(yè)啞變量（foreign）用于控制所有權(quán)屬性對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響。由于長(zhǎng)期受計(jì)劃體制庇護(hù)，國(guó)有企業(yè)總體上缺乏技術(shù)學(xué)習(xí)和創(chuàng)新的沖動(dòng)，同時(shí)在其有限的技術(shù)活動(dòng)中效率低下［30］，因此其生產(chǎn)率也通常較低；相對(duì)而言，外資企業(yè)脫胎于良好的市場(chǎng)體制而且自身具有相對(duì)更高的技術(shù)特征，通常也表現(xiàn)出較高的生產(chǎn)率水平。（7）政府補(bǔ)貼（subsidy），政府補(bǔ)貼與企業(yè)銷(xiāo)售額的比值取對(duì)數(shù)表示，用來(lái)考察政府對(duì)企業(yè)的扶持政策可能對(duì)生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響。（8）融資約束（finance），借鑒孫靈燕和李榮林［31］的做法，采用利息支出與固定資產(chǎn)的比值取對(duì)數(shù)來(lái)衡量，如果該值越大則表明企業(yè)面臨的融資約束問(wèn)題越小。

（二）內(nèi)生性問(wèn)題及其處理

在已有文獻(xiàn)中，貿(mào)易自由化的內(nèi)生性問(wèn)題已引起學(xué)者們的廣泛關(guān)注。在本文中，貿(mào)易自由化與企業(yè)生產(chǎn)率之間的逆向因果關(guān)系可能導(dǎo)致內(nèi)生性，一方面，貿(mào)易自由化會(huì)影響企業(yè)生產(chǎn)率，而另一方面，處于生產(chǎn)率水平較低行業(yè)中的企業(yè)，可能會(huì)通過(guò)游說(shuō)政府以尋求政策保護(hù)，從而迫使政府在有關(guān)國(guó)際談判中維持較高水準(zhǔn)的關(guān)稅［16］。

為了檢驗(yàn)貿(mào)易自由化是否具有內(nèi)生性，我們根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)［13，32］的做法，將行業(yè)關(guān)稅率在 1998和2002①之所以選取2002年是因?yàn)橹袊?guó)在2001年12月加入WTO，并且隨后進(jìn)行了大幅度的關(guān)稅削減，因此以這段時(shí)期作為考察對(duì)象更具說(shuō)服力。此外，我們也將中國(guó)入世以后的任一年份作為分析對(duì)象以及把1999和2000年視為基期，回歸結(jié)果基本一致，限于篇幅，在此沒(méi)有給予報(bào)告。年之間的變化幅度作為因變量，對(duì)1998年主要的行業(yè)特征變量②結(jié)合已有文獻(xiàn)和數(shù)據(jù)的可獲得性，我們選取的行業(yè)特征變量包括行業(yè)的生產(chǎn)率、平均工資、工業(yè)銷(xiāo)售產(chǎn)值、就業(yè)規(guī)模、出口導(dǎo)向比以及資本勞動(dòng)比。進(jìn)行橫截面回歸?；貧w結(jié)果顯示③限于篇幅，回歸結(jié)果沒(méi)有給予報(bào)告，感興趣的讀者可向作者索取。，生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，并且在1%水平上顯著，表明處于生產(chǎn)率較低行業(yè)中的企業(yè)越傾向于通過(guò)游說(shuō)政府尋求更多的關(guān)稅保護(hù)，進(jìn)而導(dǎo)致關(guān)稅水平出現(xiàn)較小幅度的下降，這也印證了上文的分析；此外，平均工資的估計(jì)系數(shù)也顯著為負(fù)，說(shuō)明平均工資水平越低的行業(yè)也越傾向于尋求更多的關(guān)稅保護(hù)，以致關(guān)稅水平的下降幅度不會(huì)太大，這與貿(mào)易政治保護(hù)理論的觀點(diǎn)也是相符的。回歸模型聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)的伴隨概率為0．012，這便進(jìn)一步支持了關(guān)稅減讓與初始行業(yè)特征之間具有顯著的相關(guān)性。因此在本文中，貿(mào)易自由化是內(nèi)生的。

為了處理內(nèi)生性問(wèn)題，本文借鑒Gaston和Trefler［33］、Beaulieu［34］的思路，采用以下程序來(lái)構(gòu)造工具變量：第一步，以2001年的最終品關(guān)稅為因變量，對(duì)1998-2000年期間的行業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)率、工資變化率、進(jìn)口變化率、就業(yè)增長(zhǎng)率、利潤(rùn)變化率和銷(xiāo)售額變化率等行業(yè)特征變量進(jìn)行橫截面回歸，這樣便可得到2001年最終品關(guān)稅的擬合值；第二步，與Beaulieu［34］類(lèi)似，本文對(duì)所有行業(yè)使用共同的關(guān)稅率減讓規(guī)則 （common tariff phase-out rule for all industries），這里共同的關(guān)稅率減讓規(guī)則即為由中國(guó)入世承諾的關(guān)稅水平計(jì)算得到的各年關(guān)稅減讓的變化率，結(jié)合上一步得到的2001年行業(yè)最終品關(guān)稅的擬合值，即可得到隨后相應(yīng)年份的最終品關(guān)稅的擬合值。最終品關(guān)稅的工具變量由這些擬合值以及2001年之前的實(shí)際值構(gòu)成，記為IVTarOg。中間品關(guān)稅的工具變量IVTarIj根據(jù)下式計(jì)算得到：

（三）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文的研究涉及兩組高度細(xì)化的微觀數(shù)據(jù)：第1組是產(chǎn)品關(guān)稅數(shù)據(jù)，第2組是中國(guó)規(guī)模以上企業(yè)層面數(shù)據(jù)，時(shí)間跨度為1998—2007年，來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。其中，產(chǎn)品關(guān)稅數(shù)據(jù)有兩個(gè)來(lái)源，1998—2000年、2001—2007年分別來(lái)自世界銀行和WTO網(wǎng)站。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)的統(tǒng)計(jì)對(duì)象涵蓋了全部國(guó)有和規(guī)模以上（主營(yíng)業(yè)務(wù)收入超過(guò)500萬(wàn)元）非國(guó)有企業(yè)。由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)缺失2004年“工業(yè)增加值”數(shù)據(jù)，我們根據(jù)以下會(huì)計(jì)準(zhǔn)則進(jìn)行估算：工業(yè)增加值＝工業(yè)總產(chǎn)值-工業(yè)中間投入+應(yīng)繳增值稅。除此之外，我們還對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：第一，中國(guó)在2002年頒布了新的《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(lèi)》并于2003年開(kāi)始正式實(shí)施，為了統(tǒng)一口徑，我們依照新的行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)1998-2002年間企業(yè)的行業(yè)代碼進(jìn)行了重新調(diào)整。第二，考慮到工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中一些關(guān)鍵性指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)在統(tǒng)計(jì)上存在缺漏值或錯(cuò)誤記錄，我們對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行以下篩選：（1）刪除出口交貨值存在缺漏值或負(fù)值的企業(yè)樣本；（2）刪除雇員人數(shù)小于10的企業(yè)樣本；（3）刪除工業(yè)增加值、中間投入額、從業(yè)人員年平均人數(shù)、固定資產(chǎn)凈值年平均余額中任何一項(xiàng)存在缺漏值、零值或負(fù)值的企業(yè)樣本；（4）刪除1949年之前成立的企業(yè)樣本，同時(shí)刪除企業(yè)年齡小于0的企業(yè)樣本。

四、基本估計(jì)結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表1報(bào)告了貿(mào)易自由化影響企業(yè)生產(chǎn)率的基準(zhǔn)回歸結(jié)果①需要說(shuō)明的是，這里是以O(shè)P法測(cè)算的企業(yè)生產(chǎn)率為基礎(chǔ)進(jìn)行估計(jì)，另外我們還以L(fǎng)P法測(cè)算的企業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)行回歸，得到的結(jié)果也較為類(lèi)似。限于篇幅，這里沒(méi)有報(bào)告。。其中第（1）—（3）列采用普通最小二乘法（OLS）進(jìn)行估計(jì)，從中可以看出，最終品關(guān)稅和中間品關(guān)稅的估計(jì)系數(shù)都顯著為負(fù)，說(shuō)明貿(mào)易自由化顯著地促進(jìn)了企業(yè)生產(chǎn)率的提高，而且相比較而言，中間品關(guān)稅的估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值顯著大于最終品關(guān)稅（前者的估計(jì)系數(shù)約是后者的5倍），這表明中間品關(guān)稅減讓對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響效應(yīng)顯著地大于最終品關(guān)稅。前文的分析指出，在本文中貿(mào)易自由化可能不是嚴(yán)格外生的，如果確是如此，那么上述OLS估計(jì)將是有偏和非一致的。為了判斷貿(mào)易自由化變量是否具有內(nèi)生性，我們進(jìn)一步采用前文構(gòu)造的工具變量進(jìn)行了Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果在1%的顯著性水平上拒絕了貿(mào)易自由化（包括最終品關(guān)稅和中間品關(guān)稅）是外生的原假設(shè)，這就進(jìn)一步表明了貿(mào)易自由化存在明顯的內(nèi)生性。

表1 基本模型估計(jì)結(jié)果

因此，為了得到更為精確的估計(jì)結(jié)果，接下來(lái)分別使用作為最終品關(guān)稅和中間品關(guān)稅的工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘法（2SLS）估計(jì)，結(jié)果報(bào)告在表1第（4）—（6）列。為了保證所選工具變量的合理性，我們進(jìn)行了如下多種檢驗(yàn)：（1）采用Kleibergen和Paap的LM統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)未被包括的工具變量是否與內(nèi)生變量相關(guān)，結(jié)果在1%顯著性水平上拒絕了“工具變量識(shí)別不足”的原假設(shè)；（2）Kleibergen和Paap的Wald rk F統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于Stock-Yogo檢驗(yàn)10%水平上的臨界值7．03，因此拒絕工具變量是弱識(shí)別的假定；（3）Anderson和Rubin的Wald檢驗(yàn)以及Stock和Wright的S統(tǒng)計(jì)量都在1%水平上拒絕了“內(nèi)生回歸系數(shù)之和等于零”的原假設(shè)，這進(jìn)一步說(shuō)明了工具變量與內(nèi)生變量之間具有較強(qiáng)的相關(guān)性。所有上述統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)都表明所選取的兩個(gè)工具變量具有合理性。

在第（4）列中，我們只考慮最終品關(guān)稅和中間品關(guān)稅變量，第（5）列在最終品關(guān)稅變量的基礎(chǔ)上引入各個(gè)控制變量，第（6）列則是完整的回歸結(jié)果。通過(guò)比較OLS和2SLS估計(jì)結(jié)果可以看出，在控制了貿(mào)易自由化的內(nèi)生性之后，最終品關(guān)稅和中間品關(guān)稅估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值都有不同程度的提高（中間品關(guān)稅尤為明顯），這表明貿(mào)易自由化的內(nèi)生性使得OLS估計(jì)產(chǎn)生向下偏倚，進(jìn)而低估了貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，因此，我們采用工具變量2SLS進(jìn)行估計(jì)是很有必要的。從表1第（5）列可以看出，最終品關(guān)稅下降10%，企業(yè)生產(chǎn)率將提高0．76%；而在第（6）列中進(jìn)一步引入中間品關(guān)稅變量之后，最終品關(guān)稅的估計(jì)系數(shù)上升為-0．013，即當(dāng)其他變量保持不變時(shí)，最終品關(guān)稅下降10%，企業(yè)生產(chǎn)率將提高0．13%，這就表明了如果不考慮中間品關(guān)稅將會(huì)高估最終品關(guān)稅減讓引致的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)提高企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。此外，第（6）列的結(jié)果還顯示，保持其他條件不變，中間品關(guān)稅下降10%，企業(yè)生產(chǎn)率將提高1．21%。因此，中間品關(guān)稅減讓引致的成本節(jié)約與優(yōu)質(zhì)要素獲得效應(yīng)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用大于競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。而既有的研究貿(mào)易自由化與中國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率的文獻(xiàn)都忽略了中間品關(guān)稅的作用［15-16］，本文的研究彌補(bǔ)了這一不足。

（二）分組回歸

1．貿(mào)易自由化對(duì)出口企業(yè)與非出口企業(yè)生產(chǎn)率的影響

首先，我們將樣本劃分為出口企業(yè)與非出口企業(yè)兩類(lèi)子樣本，并采用工具變量2SLS法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果分別報(bào)告在表2第（1）和第（2）列。 從中可以看出，最終品關(guān)稅減讓引致的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)出口企業(yè)與非出口企業(yè)生產(chǎn)率的提高都具有顯著的促進(jìn)作用，而且影響程度基本相同：最終品關(guān)稅下降10%，則出口企業(yè)與非出口企業(yè)的生產(chǎn)率將分別提高0．13%和0．10%。有趣的是，中間品關(guān)稅減讓對(duì)非出口企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用顯著地大于出口企業(yè)，具體而言，中間品關(guān)稅下降10%，非出口企業(yè)和出口企業(yè)的生產(chǎn)率將分別提高1．47%和0．62%。中間品關(guān)稅減讓對(duì)這兩類(lèi)企業(yè)生產(chǎn)率的影響存在顯著差異的可能原因是：中間品關(guān)稅減讓的結(jié)果是降低了企業(yè)的生產(chǎn)成本以及使企業(yè)獲得更多優(yōu)質(zhì)要素投入，這是有助于提高企業(yè)生產(chǎn)率的。但中國(guó)的出口貿(mào)易具有顯著的加工貿(mào)易特征①根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)摘要2009》，在中國(guó)的出口貿(mào)易中，加工貿(mào)易所占的比重從1981—1990年期間的18．7%上升至2001—2008年期間的53．3%。，這意味著出口企業(yè)中有相當(dāng)一部分是加工企業(yè)，而加工企業(yè)在進(jìn)口原料、材料或零件時(shí)只需支付部分關(guān)稅甚至完全免關(guān)稅②加工貿(mào)易常見(jiàn)的方式包括進(jìn)料加工、來(lái)料加工、裝配業(yè)務(wù)和協(xié)作生產(chǎn)，其中來(lái)料加工是由國(guó)外一方提供原料、輔料和包裝材料，國(guó)內(nèi)加工企業(yè)無(wú)需支付關(guān)稅。，因此中間品關(guān)稅減讓對(duì)出口企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用也就相對(duì)較小。此外，我們還發(fā)現(xiàn)，在兩類(lèi)子樣本中，中間品關(guān)稅估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值都顯著地大于最終品關(guān)稅，這再次說(shuō)明了中間品關(guān)稅減讓引致的成本節(jié)約與優(yōu)質(zhì)要素獲得效應(yīng)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用大于競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。

2．貿(mào)易自由化對(duì)加工企業(yè)與非加工企業(yè)生產(chǎn)率的影響

前文的分析已經(jīng)指出，中國(guó)的出口貿(mào)易具有顯著的加工貿(mào)易特征。加工企業(yè)的加工環(huán)節(jié)也大都處于勞動(dòng)密集型而且技術(shù)含量較低的水平上，這類(lèi)企業(yè)主要利用廉價(jià)的中國(guó)勞動(dòng)力資源為國(guó)外產(chǎn)品“貼牌”生產(chǎn)并用于出口。為了更全面地評(píng)估貿(mào)易自由化對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，我們有必要將樣本區(qū)分為加工企業(yè)與非加工企業(yè)分別進(jìn)行考察。由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中并未提供一個(gè)企業(yè)是否從事加工貿(mào)易的信息，也就無(wú)法直接地區(qū)分這類(lèi)企業(yè)，但基于加工企業(yè)一般會(huì)有更高比例的出口這一事實(shí)，我們可以根據(jù)出口密集度（φ）這一指標(biāo)來(lái)近似地甄別企業(yè)是否從事加工貿(mào)易，其中出口密集度用出口交貨值與工業(yè)銷(xiāo)售產(chǎn)值的比值來(lái)表示。李春頂［35］把出口密集度大于0．5的企業(yè)定義為加工企業(yè)，為了穩(wěn)健起見(jiàn)，我們分別以出口密集度等于0．8和0．5作為臨界點(diǎn)來(lái)區(qū)分加工企業(yè)與非加工企業(yè)，估計(jì)結(jié)果報(bào)告在表2第（3）—（6）列。結(jié)果顯示，采用兩種方法區(qū)分子樣本的估計(jì)結(jié)果十分相似，接下來(lái)我們以第（5）列和（6）列為基礎(chǔ)進(jìn)行分析。從中可以看出，最終品關(guān)稅減讓對(duì)加工企業(yè)與非加工企業(yè)生產(chǎn)率的提高都具有顯著的促進(jìn)作用并且影響程度相似，最終品關(guān)稅下降10%，加工企業(yè)與非加工企業(yè)生產(chǎn)率將分別提高0．17%和0．12%。有意思的是，中間品關(guān)稅減讓對(duì)非加工企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用顯著地大于加工企業(yè)，中間品關(guān)稅下降10%，非加工企業(yè)與加工企業(yè)生產(chǎn)率將分別提高1．38%和0．65%。其原因如前所述，加工企業(yè)在進(jìn)口原料、材料或零件時(shí)只需支付部分關(guān)稅甚至完全免關(guān)稅，其結(jié)果是，中間品關(guān)稅減讓對(duì)加工企業(yè)的生產(chǎn)成本幾乎沒(méi)有影響，而非加工企業(yè)則能夠從中間品關(guān)稅減讓中實(shí)現(xiàn)相對(duì)較大幅度的成本節(jié)約，因此，中間品關(guān)稅減讓對(duì)非加工企業(yè)生產(chǎn)率提高的促進(jìn)作用大于加工企業(yè)。由于中國(guó)的出口貿(mào)易具有顯著的加工貿(mào)易特征，因此這也進(jìn)一步支持了前文有關(guān)中間品關(guān)稅減讓對(duì)出口企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用小于非出口企業(yè)的分析。

3．貿(mào)易自由化對(duì)本土企業(yè)與外資企業(yè)生產(chǎn)率的影響

考慮到中國(guó)的企業(yè)具有不同的所有權(quán)類(lèi)型，其中外資企業(yè)享有其它類(lèi)型企業(yè)所不具有的超國(guó)民待遇，那么貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的作用是否會(huì)受企業(yè)所有權(quán)的影響？為了回答這一問(wèn)題，我們將樣本區(qū)分為本土企業(yè)和外資企業(yè)子樣本分別進(jìn)行工具變量2SLS估計(jì)①其中本土企業(yè)包括民營(yíng)企業(yè)和國(guó)有企業(yè)，而外資企業(yè)包括港澳臺(tái)商投資企業(yè)和外商投資企業(yè)。，結(jié)果報(bào)告在表2第（7）和第（8）列。從估計(jì)結(jié)果可以看出，貿(mào)易自由化對(duì)本土企業(yè)和外資企業(yè)都起到顯著的促進(jìn)作用，其中最終品關(guān)稅的估計(jì)系數(shù)非常接近，但本土企業(yè)子樣本中中間品關(guān)稅估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于外資企業(yè)，具體而言，中間品關(guān)稅下降10%，本土企業(yè)與外資企業(yè)的生產(chǎn)率將分別提高1．47%和0．71%。可見(jiàn)，本土企業(yè)生產(chǎn)率從中間品關(guān)稅減讓中獲得比外資企業(yè)更大程度的提高，對(duì)這一現(xiàn)象的經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋是，相對(duì)于本土企業(yè)而言，外資企業(yè)有更為廣闊的原材料來(lái)源，既可以從中國(guó)市場(chǎng)購(gòu)買(mǎi)，也可以從母公司處獲得，多元化的原材料來(lái)源能夠?qū)崿F(xiàn)成本的節(jié)約，而同時(shí)母公司也往往會(huì)提供更高質(zhì)量的要素投入，在這種情況下，中間品關(guān)稅減讓所帶來(lái)的生產(chǎn)成本節(jié)約和優(yōu)質(zhì)要素獲得對(duì)外資企業(yè)生產(chǎn)率的影響也就較為有限；本土企業(yè)則能夠從中間品關(guān)稅減讓中實(shí)現(xiàn)成本節(jié)約和獲得高質(zhì)量的投入，從而實(shí)現(xiàn)更大幅度的生產(chǎn)率進(jìn)步。

表2 樣本分組IV-2SLS估計(jì)結(jié)果

（三）實(shí)際貢獻(xiàn)度分析

為了進(jìn)一步深入考察貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的影響程度，我們可以根據(jù)表1和表2的參數(shù)估計(jì)以及各變量的實(shí)際數(shù)據(jù)（均值）測(cè)算貿(mào)易自由化影響企業(yè)生產(chǎn)率的實(shí)際貢獻(xiàn)度，結(jié)果報(bào)告在表3中。測(cè)算結(jié)果顯示，貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率具有相當(dāng)?shù)慕忉屃?，?shí)際貢獻(xiàn)度高達(dá)60%，其中中間品關(guān)稅減讓的實(shí)際貢獻(xiàn)度為52．52%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于最終品關(guān)稅減讓?zhuān)▽?shí)際貢獻(xiàn)度為9．98%）。從出口企業(yè)與非出口企業(yè)的分樣本來(lái)看，貿(mào)易自由化對(duì)非出口企業(yè)生產(chǎn)率的實(shí)際貢獻(xiàn)度相對(duì)更高（為68%），其中又主要體現(xiàn)在中間品關(guān)稅減讓上（實(shí)際貢獻(xiàn)度為61．28%），而且中間品關(guān)稅減讓的實(shí)際貢獻(xiàn)度在兩類(lèi)分樣本中均高于最終品關(guān)稅。從加工企業(yè)與非加工企業(yè)的分樣本來(lái)看，以不同臨界點(diǎn)為劃分標(biāo)準(zhǔn)得到的結(jié)果十分相似，貿(mào)易自由化對(duì)非加工企業(yè)生產(chǎn)率的實(shí)際貢獻(xiàn)度為65．4% ～67．2%，高于加工企業(yè)的 46．8% ～47．7%，其中的差距主要體現(xiàn)在中間品關(guān)稅減讓上，具體地，中間品關(guān)稅減讓對(duì)非加工企業(yè)生產(chǎn)率的實(shí)際貢獻(xiàn)度為56．3%～58．1%，而對(duì)加工企業(yè)生產(chǎn)率的實(shí)際貢獻(xiàn)度僅為32．6%～33．6%。最后，從本土企業(yè)與外資企業(yè)的分樣本來(lái)看，最終品關(guān)稅減讓對(duì)兩類(lèi)企業(yè)生產(chǎn)率的實(shí)際貢獻(xiàn)度相當(dāng)（為14%），但中間品關(guān)稅減讓對(duì)本土企業(yè)生產(chǎn)率的實(shí)際貢獻(xiàn)度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于外資企業(yè)，分別為62．5%和34．4%，因此，相對(duì)于外資企業(yè)而言，本土企業(yè)從貿(mào)易自由化中獲得了更大幅度的生產(chǎn)率提升，因而有助于縮小與外資企業(yè)的生產(chǎn)率差距。上述分析進(jìn)一步表明了貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用主要通過(guò)中間品關(guān)稅減讓引致的成本節(jié)約及優(yōu)質(zhì)要素獲得效應(yīng)這一途徑，而最終品關(guān)稅引致的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用則相對(duì)較小?？梢?jiàn)，既有的單獨(dú)從最終品關(guān)稅減讓的角度來(lái)分析貿(mào)易自由化與中國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率的研究顯然是有缺陷的，即會(huì)嚴(yán)重低估貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。

表3 貿(mào)易自由化變量的實(shí)際貢獻(xiàn)度（單位：%）

五、模型擴(kuò)展：貿(mào)易自由化、資源配置與生產(chǎn)率變動(dòng)

（一）生產(chǎn)率的分解

上文從不同角度考察了貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)層面生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，接下來(lái)我們將進(jìn)一步研究制造業(yè)行業(yè)總體生產(chǎn)率水平的變化趨勢(shì)以及資源配置和貿(mào)易自由化在其中扮演的作用。為了考察上述問(wèn)題，我們首先參照Olley和Pakes［17］提出的方法計(jì)算行業(yè)總體生產(chǎn)率：

然后進(jìn)一步將行業(yè)總體生產(chǎn)率按照如下方程進(jìn)行分解：

其中，Ij表示行業(yè)j的企業(yè)集合。tfpAGGjt表示以行業(yè)j內(nèi)所有企業(yè)的市場(chǎng)份額為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)得到的行業(yè)總體生產(chǎn)率；sit是個(gè)權(quán)重系數(shù)，反映了資源在企業(yè)間的配置情況，這里用企業(yè)i在行業(yè)j中的市場(chǎng)份額來(lái)衡量，sjt表示行業(yè)j內(nèi)所有企業(yè)的平均市場(chǎng)份額；tfpit為企業(yè)i的生產(chǎn)率水平，tfpjt表示行業(yè)j內(nèi)所有企業(yè)的平均生產(chǎn)率。（6）式右邊第一項(xiàng)為非加權(quán)平均生產(chǎn)率，記為tfpAVEjt，右邊第二項(xiàng)為企業(yè)生產(chǎn)率與市場(chǎng)份額的協(xié)方差，簡(jiǎn)記為tfpRELjt，它衡量了市場(chǎng)份額在具有不同生產(chǎn)率水平企業(yè)之間的再配置效應(yīng)，具體地，協(xié)方差項(xiàng)tfpRELjt的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為：如果該項(xiàng)越大，表明生產(chǎn)率較高的企業(yè)也相應(yīng)地得到了較高的市場(chǎng)份額，此時(shí)資源配置效果較好，反之則表明資源配置效果較差。

圖3給出了Olley-Pakes生產(chǎn)率分解的結(jié)果，從中可以看出，制造業(yè)行業(yè)總體生產(chǎn)率和企業(yè)平均生產(chǎn)率都處于穩(wěn)步上升的趨勢(shì)，而且變動(dòng)步調(diào)高度一致，盡管OP協(xié)方差項(xiàng)在期間有所波動(dòng)，但總體上也呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)，這說(shuō)明近些年來(lái)制造業(yè)行業(yè)資源配置效率有所改善。此外，從分解項(xiàng)的大小和變動(dòng)幅度來(lái)看，企業(yè)平均生產(chǎn)率項(xiàng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于OP協(xié)方差項(xiàng)，在考察期內(nèi)，制造業(yè)行業(yè)總體生產(chǎn)率水平提高了1．20，其中企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)率提高了0．98（占81．5%），而協(xié)方差項(xiàng)只上升 0．22（占 18．5%），表明制造業(yè)行業(yè)總體生產(chǎn)率的上升主要來(lái)自企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)率的改善，而市場(chǎng)份額重置效應(yīng)的貢獻(xiàn)相對(duì)較小。圖4進(jìn)一步刻畫(huà)了二分位制造業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的分解結(jié)果，不難看出，對(duì)所有制造業(yè)行業(yè)而言，企業(yè)平均生產(chǎn)率項(xiàng)都大于OP協(xié)方差項(xiàng)，這再次印證了企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)率是行業(yè)總體生產(chǎn)率提升的主導(dǎo)因素。此外，OP協(xié)方差項(xiàng)在不同的制造業(yè)行業(yè)中也存在顯著的差異性，資源配置效率最高的是石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)（25），其次是煤炭開(kāi)采和洗選業(yè)（6），而文教體育用品制造業(yè)（24）的資源配置效率最差。

圖3 Olley-Pakes生產(chǎn)率分解結(jié)果

圖4 各制造業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的分解結(jié)果

（二）估計(jì)結(jié)果

以Melitz［27］為代表的新新貿(mào)易理論認(rèn)為貿(mào)易自由化會(huì)導(dǎo)致資源從低生產(chǎn)率企業(yè)向高生產(chǎn)率企業(yè)重新進(jìn)行配置，進(jìn)而提高了行業(yè)總體生產(chǎn)率水平，下面的主要任務(wù)是對(duì)這一命題進(jìn)行驗(yàn)證。借鑒Harrison等［29］的做法，對(duì)每一個(gè)地區(qū)-行業(yè)對(duì)計(jì)算行業(yè)總體生產(chǎn)率并進(jìn)行Olley-Pakes生產(chǎn)率分解，得到地區(qū)-行業(yè)層面的總體生產(chǎn)率tfpAGGjkt、地區(qū)-行業(yè)層面的企業(yè)平均生產(chǎn)率tfpAVEjkt以及地區(qū)-行業(yè)層面的OP協(xié)方差項(xiàng)tfpRELjkt。接下來(lái)構(gòu)建以下計(jì)量模型考察貿(mào)易自由化對(duì)各個(gè)分解項(xiàng)的影響：

表4 分解生產(chǎn)率決定因素的IV-2SLS估計(jì)結(jié)果

在不同的模型中Yjkt分別用tfpAGGjkt、tfpAVEjkt和tfpRELjkt表示，并且各個(gè)模型都控制了行業(yè)效應(yīng)νj、地區(qū)效應(yīng)νk以及時(shí)間效應(yīng)νt。我們?nèi)匀徊捎霉ぞ咦兞?SLS方法進(jìn)行估計(jì)，貿(mào)易自由化工具變量的構(gòu)造方法與前文相同。為了穩(wěn)健起見(jiàn)，我們同時(shí)對(duì)OP法和LP法測(cè)算的生產(chǎn)率作為分解基礎(chǔ)分別進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果報(bào)告在表4中，其中前3列使用OP法的生產(chǎn)率，后3列使用LP法的生產(chǎn)率。首先我們觀察表4的前3列，在對(duì)貿(mào)易自由化的內(nèi)生性進(jìn)行控制之后，最終品關(guān)稅和中間品關(guān)稅對(duì)行業(yè)總體生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，并且在1%水平上顯著，說(shuō)明最終品關(guān)稅和中間品關(guān)稅減讓都顯著地提高了行業(yè)總體生產(chǎn)率水平，不過(guò)中間品關(guān)稅減讓引致的生產(chǎn)成本節(jié)約和優(yōu)質(zhì)要素獲得對(duì)行業(yè)總體生產(chǎn)率的促進(jìn)作用大于競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，這與前文考察貿(mào)易自由化與企業(yè)生產(chǎn)率關(guān)系時(shí)得到的結(jié)論是類(lèi)似的。第（2）列估計(jì)結(jié)果顯示，最終品關(guān)稅和中間品關(guān)稅減讓對(duì)企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)率提高也都起到了顯著的促進(jìn)作用，而且二者對(duì)企業(yè)平均生產(chǎn)率的影響程度大致相當(dāng)。第（3）列是我們最為關(guān)注的估計(jì)結(jié)果，其中最終品關(guān)稅的估計(jì)系數(shù)為正，并且在1%水平上顯著，說(shuō)明最終品關(guān)稅減讓引致的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)并未有效地將市場(chǎng)份額從低效率的“差”企業(yè)轉(zhuǎn)移至高效率的“好”企業(yè)，但中間品關(guān)稅的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，這表明中間品關(guān)稅減讓引致的生產(chǎn)成本節(jié)約和優(yōu)質(zhì)要素獲得有助于高效率的“好”企業(yè)贏得更大的市場(chǎng)份額。具體地，在樣本期內(nèi)最終品關(guān)稅減讓使再配置效應(yīng)生產(chǎn)率下降了0．25；中間品關(guān)稅減讓使得再配置效應(yīng)生產(chǎn)率提高了0．23①由樣本期內(nèi)關(guān)稅變化量與相應(yīng)的估計(jì)參數(shù)相乘得到。?？梢?jiàn)，貿(mào)易自由化在總體上對(duì)再配置效應(yīng)生產(chǎn)率的影響十分微弱，這與Harrison等［29］對(duì)印度的研究發(fā)現(xiàn)較為相似。此外，我們注意到在第（1）—（2）列中赫芬達(dá)爾指數(shù)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度有利于提高行業(yè)總體生產(chǎn)率和企業(yè)平均生產(chǎn)率，而第（3）列的赫芬達(dá)爾指數(shù)盡管為負(fù)，但沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這就再次表明了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)并未有效提高資源重置的效率。表4第（4）—（6）列進(jìn)一步給出了LP法測(cè)算生產(chǎn)率情形的估計(jì)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)各主要變量的系數(shù)符號(hào)和顯著性水平并未發(fā)生本質(zhì)性改變，而且檢驗(yàn)工具變量合理性的各統(tǒng)計(jì)量都表現(xiàn)良好，這就表明了回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

六、結(jié) 論

本文利用1998-2007年高度細(xì)化的關(guān)稅數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)實(shí)證考察了貿(mào)易自由化與中國(guó)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率動(dòng)態(tài)演進(jìn)之間的關(guān)系。我們不僅測(cè)算了最終品關(guān)稅，還在此基礎(chǔ)上結(jié)合中國(guó)的投入-產(chǎn)出表進(jìn)一步計(jì)算了中間品關(guān)稅，從而在研究中區(qū)分了貿(mào)易自由化的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和成本節(jié)約以及優(yōu)質(zhì)要素獲得效應(yīng)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的作用，克服了已有的單從最終品關(guān)稅角度研究貿(mào)易自由化對(duì)中國(guó)企業(yè)生產(chǎn)率作用的缺陷。本文的研究發(fā)現(xiàn)：（1）貿(mào)易自由化對(duì)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)步具有相當(dāng)?shù)慕忉屃Γ渲兄虚g品關(guān)稅減讓引致的成本節(jié)約以及優(yōu)質(zhì)要素獲得效應(yīng)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用比最終品關(guān)稅減讓引致的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)更大；（2）貿(mào)易自由化對(duì)非出口企業(yè)、非加工企業(yè)以及本土企業(yè)的生產(chǎn)率提高的影響效應(yīng)分別顯著地大于出口企業(yè)、加工企業(yè)和外資企業(yè)，并且這些差異又主要體現(xiàn)在中間品貿(mào)易自由化上；（3）制造業(yè)行業(yè)總體生產(chǎn)率的上升主要來(lái)自企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)率的改善，而市場(chǎng)份額重置效應(yīng)的貢獻(xiàn)相對(duì)較小，進(jìn)一步的估計(jì)發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易自由化對(duì)資源重置效率的凈影響也較為微弱。

本文為理解中國(guó)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)演進(jìn)提供了一個(gè)新的視角和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。此外，中國(guó)在2001年底加入WTO，其中的一個(gè)典型影響就是實(shí)行了大范圍的關(guān)稅削減，本文的樣本期恰好涵蓋了這一事件，所以本文的研究也為評(píng)價(jià)中國(guó)入世的經(jīng)濟(jì)效果提供了一個(gè)有益的判別視角。當(dāng)然，我們的研究還是初步的，仍然存在一些不足和需要完善的地方，例如，由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中沒(méi)有提供一個(gè)企業(yè)是否從事加工貿(mào)易的信息，我們只是根據(jù)出口密集度的高低來(lái)近似地甄別企業(yè)是否從事加工貿(mào)易，盡管這種方法可以最大化地除去加工貿(mào)易型企業(yè)，但也可能會(huì)剔除掉很多非加工貿(mào)易的出口企業(yè)［35］，因此更為精確的做法是將工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)匹配起來(lái)進(jìn)行分析；此外，由于缺少企業(yè)進(jìn)口方面的信息，我們的研究也只區(qū)分了貿(mào)易自由化對(duì)出口企業(yè)和非出口企業(yè)的影響，而進(jìn)一步深入研究貿(mào)易自由化對(duì)進(jìn)口企業(yè)和非進(jìn)口企業(yè)的影響顯然也是具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，當(dāng)然這也需要匹配海關(guān)進(jìn)出口數(shù)據(jù)。這些都是未來(lái)需要進(jìn)一步研究的方向。

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