王雅琦 邱亦霖 張 勛

一、引 言

改革開放以來，我國進口規(guī)模不斷增加，根據海關統(tǒng)計數據，在2012 年到2017 年期間，中國進口對世界進口增長的平均貢獻率達22.5%，其中中間產品進口占我國總進口的平均比重超過20%①數據來源于海關信息網站：http：//www.haiguan.info/NewData/DataCondition.aspx。。在理論研究中，中間品進口對企業(yè)有正負兩方面的影響。一方面，大量文獻指出，進口中間品投入促進企業(yè)產品質量升級和創(chuàng)新研發(fā)投入(Goldberg 等，2010；田巍和余淼杰，2014)，可以顯著提升企業(yè)利潤率和產品質量(余淼杰和智琨，2016；許家云等，2017)。另一方面，大量中間品進口也在部分程度上反映了我國國內中間品生產不能提供適應市場需求的有效供給，從而出現了中間品對外依賴的現象，這集中反映在我國的大量制造業(yè)關鍵零部件主要依靠進口而沒有形成完整的產業(yè)鏈。在這種情況下，一旦供給端發(fā)生波動或沖擊，我國相關產業(yè)的生產能力將可能遭受破壞，進而影響經濟可持續(xù)和高質量發(fā)展，尤其是在我國已經充分融入全球貿易體系的情形之下。

本文首先關注供給沖擊對國內生產企業(yè)產出規(guī)模(即產能)的影響。這一問題盡管直接，但由于全球產業(yè)鏈緊密聯系的原因，在實證上通常難以識別因果效應。事實上，中國如此大的經濟總量規(guī)模，使得中國國內企業(yè)的生產行為很容易影響國際市場，從而可能使得對供給沖擊與產出規(guī)模(即產能)關系的研究面臨反向因果問題。因此，需要找到一個來自于國外且獨立于制造業(yè)產業(yè)鏈之外的沖擊，以滿足因果識別條件。在本文中，我們選取了2007 年到2008 年的全球性金融危機作為外生沖擊，研究以金融危機所帶來的供給沖擊對國內生產企業(yè)產出規(guī)模的影響。眾所周知，此次全球性金融危機始于美國次貸危機，滿足來自于國外且獨立于制造業(yè)產業(yè)鏈的條件。此外，已有研究指出，供給端中間品進口的確受到金融危機的重要影響(Bems 等，2010)。因此，選擇金融危機前后作為窗口來研究供給沖擊對國內產出規(guī)模的影響是合適的。遺憾的是，目前以金融危機為背景研究國內企業(yè)生產行為的文獻停留在宏觀層面或專注于需求沖擊，這一方面不利于完整地評估金融危機的經濟影響，另一方面也不利于從供給的角度識別我國國內產業(yè)鏈的短板，也就無法為供給側結構性改革提供切實可行的政策建議。

在本文中，我們細致地研究了中間品進口對我國內銷企業(yè)生產績效的影響，并以金融危機為例，討論了中間品負面供給沖擊對我國生產企業(yè)產出規(guī)模造成的量化影響。本文主要使用2006 年到2009 年的工業(yè)企業(yè)數據庫以及海關進出口數據庫進行分析?？疾鞂ο鬄檫M口中間產品并只對國內進行銷售且不從事出口的制造業(yè)企業(yè)，并將這一類企業(yè)定義為“純內銷企業(yè)”。本文重點考察純內銷企業(yè)，主要原因在于純內銷企業(yè)中間產品進口能夠反映金融危機帶來的負向中間產品供給沖擊，純內銷企業(yè)不進行出口，因而排除了國外需求變動對企業(yè)產出的影響，從而更好地集中于分析金融危機的“負面供給”沖擊影響。我們發(fā)現，當出現金融危機導致的嚴重負面供給沖擊時，那些依賴中間進口品進行生產的企業(yè)生產規(guī)?？赡軙霈F較大的壓縮。我們的研究發(fā)現，金融危機前后，中間產品進口對于純內銷企業(yè)的影響呈現顯著的差異性。以工具變量的回歸結果為例，平均而言，在其他條件相同時，金融危機前后，企業(yè)進口中間產品增加10%，會帶來純內銷企業(yè)總產出增長從4.6%下降為3.4%左右。中間產品進口對于企業(yè)總產出在金融危機前后的差異性影響反映了我國企業(yè)在面臨外部要素供給沖擊時可能出現的要素替代現象。另外，我們還研究了金融危機通過要素供給渠道對我國企業(yè)造成的影響。本文借助我國2007 年135 部門投入產出表，構建了純內銷企業(yè)上游行業(yè)產能指數以及上游專利指數，并納入回歸分析。研究發(fā)現，純內銷企業(yè)的上游產能系數與中間品進口存在互相替代的關系。金融危機發(fā)生后，中間品進口對我國企業(yè)的產出貢獻度下降，而國內上游產能對于企業(yè)總產出的貢獻度上升。通過探討國內中間品對國外中間品的替代能力，分別從質和量兩個維度研究了國內中間品供給能力對緩解外部負面要素供給沖擊的作用。本文提出，提升國內中間品的供給能力是我國經濟競爭力提升的關鍵。

本文的貢獻主要有以下三個方面：第一，本文是從一個較新的角度，即供給沖擊角度，補充了金融危機對制造業(yè)企業(yè)生產的影響的實證研究。現有關于金融危機對國內企業(yè)影響的研究，或停留在宏觀層面，或專注在需求層面，大多研究負面需求沖擊導致的出口轉內銷行為(戴覓和茅銳，2015)。以上文獻還沒有涉及由中間產品供給沖擊帶來的純內銷企業(yè)產出影響。第二，本文從上下游生產鏈視角，提供了進口溢出相關理論研究的新思路。本文通過構建上游產能指數及上游專利指數，考察了國內中間產品供應能力在多大程度上能夠削弱負面供給沖擊對國內企業(yè)總產出的影響，分析了金融危機后純內銷企業(yè)上游行業(yè)生產能力對于進口中間品的替代能力，補充了中間品進口溢出效應的理論研究思路。第三，本文的研究具有一定的政策意義，在理解中間品進口對于國內經濟的促進作用的同時，指出國內供給端的生產能力是促進國內經濟創(chuàng)新和競爭的關鍵。本文為更好地利用進口中間品來增強我國國內經濟競爭力提供了可行的建議。 本文余下的安排：第二部分為文獻綜述，第三部分討論本文的模型設定、關鍵變量度量和數據，第四部分識別了金融危機對于純內銷企業(yè)產出的外生影響，第五部分分析基準回歸結果并進行穩(wěn)健性的相關討論，第六部分分析企業(yè)異質性帶來的差異作用，第七部分考察了上下游生產鏈對于供給沖擊的作用，第八部分為全文總結。

二、文獻綜述

我們的研究主要與兩類文獻相關，即中間品進口對制造業(yè)企業(yè)績效的直接影響以及中間品進口通過上下游生產鏈間接傳遞給制造業(yè)企業(yè)帶來的影響的文獻。

在貿易自由化與企業(yè)出口產品質量方面的研究中，不少學者發(fā)現，關稅降低帶來的中間產品進口增加會降低進口品價格指數，從而降低整體的生產成本并進一步促進企業(yè)產品質量升級和創(chuàng)新研發(fā)投入(Goldberg 等，2010；田巍和余淼杰，2014)。部分學者進一步研究表明，中間產品進口增加對于企業(yè)利潤率、產品質量有顯著提升(余淼杰和智琨，2016；許家云等，2017)。在考察中間品進口對企業(yè)產品轉換的影響方面，錢學峰和王備(2017)在Gopinath 等(2011)模型基礎上，引入多要素投入與中間投入品要素密度差異假設，首次考察了企業(yè)進口中間投入品要素密度差異與進口產品轉換對企業(yè)要素密度即要素稟賦結構的影響。

從中間產品貿易與上下游生產鏈關系的研究方面，Fieler 和 Harrison(2018)指出，關稅降低帶來的進口競爭增加能夠通過上下游生產關聯作用對上下游企業(yè)生產率起到促進作用。王永進和施炳展(2014)發(fā)現，上游行業(yè)壟斷會導致中間品價格提高，由政府保護形成的壟斷不利于產品質量提升，而行業(yè)本身高效率導致的壟斷對于企業(yè)產品質量的影響則取決于下游行業(yè)的競爭程度。黎峰(2017)基于投入產出模型發(fā)現，進口貿易推動了嵌套于全球價值鏈的分工，但不利于基于內生能力的國內價值鏈分工。針對中間品供給沖擊的影響，部分研究從全球產業(yè)鏈視角切入，發(fā)現由于出口量下跌帶來的供給沖擊會加劇國際貿易規(guī)模下跌，認為跨國生產帶來的全球貿易產業(yè)鏈對于全球貿易規(guī)模下跌有重要的解釋作用(Bems 等，2010；Levchenko 等，2011)。Bricongne 等(2012)研究了法國在金融危機期間的出口表現，發(fā)現出口貿易的變動主要來自于集約邊際的調整并受到融資約束的顯著影響。針對中間產品供給沖擊的影響，王雅琦等(2018)對全球金融危機前后我國出口產品質量的變化及其影響因素進行了分析。他們的研究指出，金融危機后我國出口產品質量經歷了較大程度的下降，其中一個重要原因是中間品進口規(guī)模下降帶來的負面沖擊。Carvalho 等(2016)考察了2011 年日本地震帶來的供給沖擊的影響，從上下游生產鏈測算，沖擊導致日本經濟總產值下降1.2%；同時，由于上下游生產鏈的關聯，與地震區(qū)域企業(yè)非直接生產關聯的企業(yè)同樣受到影響。Boehm 等(2019)考察了由于日本地震給美國進口企業(yè)帶來的供給沖擊影響，發(fā)現美國依賴進口的企業(yè)的產出受到了巨大沖擊，作者進一步估計了來自日本的進口品的替代彈性，發(fā)現進口投入與國內投入之間符合列昂惕夫生產關系。

以上文獻尚未從金融危機帶來的中間品供給沖擊視角來分析金融危機對我國制造業(yè)企業(yè)的績效影響，也沒有進一步考察由此對國內產業(yè)鏈上下游行業(yè)的承接效應。因此，本文首先識別供給沖擊影響下企業(yè)總產出的變動，進一步考察金融危機期間進口中間品對于企業(yè)總產出的差異性影響；然后，基于內銷企業(yè)上下游生產鏈，本文考察純內銷企業(yè)上游生產能力如何影響供給沖擊帶來的純內銷企業(yè)的產出變化。

三、研究設計、關鍵變量與數據

（一）模型設定

本文的基準回歸考察了中間產品進口依賴帶來的負面影響。具體而言，本文以金融危機前后為考察期間來研究中間產品進口對企業(yè)生產在金融危機前后的差異化的影響。參考Goldberg 等(2010)實證設定，本文建立回歸模型如下：

其中，f 和t 分別表示企業(yè)和相應年份。被解釋變量lnOVf,t是企業(yè)f 在t 年的總產出，lnIMf,t－1是企業(yè)中間產品進口的投入滯后一期。滯后一期考慮了產出規(guī)模的動態(tài)影響。在實證分析中，這兩個變量都進行取對數糾偏。為了衡量金融危機對中間產品投入和企業(yè)總產出關系的影響，我們還引入了時間虛擬變量Dt，該虛擬變量在2008 年到2009 年(金融危機時期)設定為1，在2006 年到2007 年(金融危機前)設定為0。根據這一設定，β1衡量了金融危機前中間產品進口投入對于企業(yè)生產的影響，β2則是在β1基礎上衡量了金融危機期間中間產品進口對于企業(yè)生產的差異化影響?？梢钥闯?，金融危機期間中間產品進口對于企業(yè)總產出的總影響為β1＋β2。此外，Xf,t為模型的控制變量，包括企業(yè)規(guī)模和企業(yè)生產率。vf為企業(yè)固定效應，衡量了不隨時間變動但隨企業(yè)個體變化的個體效應；vt為時間固定效應，衡量了不隨企業(yè)差異變動的年份效應；εft為隨機擾動項，并假設其服從正態(tài)分布。

（二）數據說明

本文主要使用2006 年到2009 年的企業(yè)層面的數據進行實證分析，包括兩套主要數據庫：中國工業(yè)企業(yè)數據庫以及海關進出口數據庫。工業(yè)企業(yè)數據庫包含了所有國有工業(yè)企業(yè)和銷售額在500 萬元以上的非國有工業(yè)企業(yè)的生產信息和財務信息。本文使用工業(yè)企業(yè)數據庫提供的企業(yè)層面的2006 年到2009 年的生產數據，如總產出和就業(yè)人數等關鍵指標。選擇2006 年到2009 年作為研究時間段主要出于兩點考慮：首先，2006 年到2009 年涵蓋了金融危機前后，符合本文的考察重點；其次，鑒于工業(yè)企業(yè)數據庫2010 年數據缺失，為避免數據不連續(xù)的問題，最終選擇了2006 年到2009 年的數據。 由于兩套數據所用企業(yè)代碼不一致，我們借鑒Yu(2015)的方法，根據企業(yè)名稱以及相關地址、郵政編碼信息與工業(yè)企業(yè)數據庫進行匹配?？紤]到本文主要考察對象為純內銷企業(yè)，因此剔除樣本中一直出口的樣本。同時，考慮到外需沖擊的影響，出口企業(yè)在金融危機期間，可能存在“出口轉內銷”①根據戴覓和茅銳(2015)的研究，2008 年金融危機后，受到外需沖擊的影響，出口企業(yè)轉向國內市場，即“出口轉內銷”。行為，并不能很好地反映中間產品進口對于企業(yè)總產出的影響，因此在后文中將進一步將樣本設定為所有年份都沒有出口的企業(yè)。

（三）描述統(tǒng)計

如表1 所示，經過數據匹配之后，在2006 年到2009 年之間，平均而言，不具有出口行為的企業(yè)的總產值占中國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總樣本產值的57.3%；進一步考察其中進口企業(yè)樣本，樣本中保留下來的企業(yè)在2006 年到2009 年至少有一年進口，純內銷企業(yè)占比為55.3%，其中進口中間產品的企業(yè)個數為16824，共包含24469 個觀測值，這些企業(yè)的總產出占純內銷進口企業(yè)總產出的89.9%。

表1 純內銷企業(yè)占比分析(單位：%)

表2 匯報了內銷企業(yè)中間品進口額、總產出及其平均增長率?？梢钥闯觯?006 年到2008 年，純內銷企業(yè)中間品進口額呈上升趨勢，但2008 年到2009 年中間品進口額大幅下降。對于總產出而言，2006 年到2008 年，純內銷企業(yè)總產出水平總體上升，2009 年經歷大幅下降。

表2 內銷企業(yè)中間品進口額、總產出及其平均增長率

（四）關鍵變量度量

本節(jié)接下來介紹本文變量及其度量方法。

1. 企業(yè)總產出(OV)

本文直接采用企業(yè)總產出值作為被解釋變量，并取對數進行糾偏。企業(yè)總產出體現了進口企業(yè)對于國內市場的參與程度，是衡量企業(yè)生產能力的重要指標。

2. 中間產品進口額(IM)

中間產品進口額是本文的核心解釋變量。本文對于中間產品的識別參考了國際貿易商品的主要最終用途或經濟類別進行分類的方法(BEC)。按BEC 經濟大類，中間產品的代碼為“111、121、21、22、31、322、42、53”。根據2007 年聯合國最新公布的BEC代碼與HS6 位商品代碼進行匹配，共匹配出中間產品3157 種。

3. 控制變量

本文的控制變量包括企業(yè)規(guī)模和企業(yè)生產率。對于企業(yè)規(guī)模，通常認為企業(yè)規(guī)模越大，應包含越多的勞動力人數，因此本文使用企業(yè)人數(取對數)來表示企業(yè)規(guī)模。對于企業(yè)生產率(TFP)，我們借鑒Olley 和Pakes(1996)的方法估算企業(yè)的生產率，同樣取對數值處理。

表3 匯報了回歸中樣本的關鍵變量的描述統(tǒng)計。第一行是企業(yè)總產出(取對數)，企業(yè)總產出取對數值后年均值為11.73，中位數為11.57。第二行為企業(yè)中間產品進口額，年均值為14.42，中位數達到了14.55。第三行為企業(yè)生產率。第四行為企業(yè)進口中間產品的種類，平均而言，企業(yè)進口中間品超過43 種。第五行為企業(yè)進口的來源國，平均而言，企業(yè)進口來源國個數超過10 個。

表3 企業(yè)層面中間產品進口統(tǒng)計

四、金融危機對于純內銷企業(yè)影響

純內銷企業(yè)的進口中間品行為受到多種因素的影響，在進口中間品不完全替代的前提下，進口數量一方面取決于企業(yè)對于進口中間品的需求，另一方面也取決于進口中間品的供給。表4 統(tǒng)計了2006 年到2009 年我國進口中間品來源國的中間品總出口額變動情況，2006 年到2008 年來源國中間品總出口額經歷了緩慢上升，2009 年中間品總出口額大幅下降，降幅超過了30%。在進口供給額大幅下降時，企業(yè)面臨進口中間品來源不足的情況，則存在產出下降的可能。

表4 中間品出口國出口變動

為有效識別供給沖擊對于企業(yè)產出的影響，本文首先通過倍差分析(Difference in Difference)研究金融危機對企業(yè)產出的影響。倍差分析可以很好地體現金融危機作為外生沖擊對企業(yè)產出的影響，其對中間品供給的影響還需要進一步分析。根據倍差模型分析范式，具體而言，本文的倍差模型考察對象是純內銷企業(yè)的總產出(lnOV)，構建以下分析框架：

其中，lnOVf,t是企業(yè)f 在t 年的總產出，Treatf是企業(yè)層面的虛擬變量，根據企業(yè)是否遭到金融危機的供給沖擊將企業(yè)分為控制組(Treatf＝0)和實驗組(Treatf＝1)；Postt是金融危機的時間虛擬變量，根據本文的假設，我們將金融危機前設定為Postt＝0，金融危機爆發(fā)后設定為Postt＝1。金融危機的作用體現為：

其中估計值γ是主要關注的系數，表明金融危機對于企業(yè)產出影響程度。本文采用兩種指標來劃分企業(yè)控制組與實驗組。第一種指標基于企業(yè)的進口強度，即企業(yè)中間品進口額占總產出比重。企業(yè)的中間品進口額占比越大，即更多地參與進出口貿易，在面臨金融危機時，越容易受到供給沖擊的影響。本文計算了2006 年至2007 年各企業(yè)中間品進口額與總產出的平均占比，將高于占比中位數的企業(yè)劃分為實驗組，低于中位數的企業(yè)劃分為控制組。第二種指標根據進口來源國受危機影響程度進行劃分，本文借鑒戴覓和茅銳(2015)的做法，將金融危機發(fā)生國定義為金融危機爆發(fā)后2008 年到2009 年平均出口額低于樣本期內出口額中位數的國家，并將出口額中出口中國的部分進行剔除。將進口來源國為金融危機發(fā)生國的企業(yè)劃分為實驗組，進口來源國為非金融危機發(fā)生國的企業(yè)劃分為控制組。本文使用兩種指標分別進行式(3)的回歸，回歸結果如表5 所示，兩種指標回歸的結果中，系數γ顯著為負，說明金融危機的沖擊對純內銷企業(yè)產出產生了負向影響。

表5 金融危機與純內銷企業(yè)產出的倍差分析

五、回歸結果分析

（一）初步回歸

接下來，我們依據式(1)進行回歸分析。表6 是基準回歸結果。其中，第(1)列采用最小二乘法(OLS)進行估計，第(2)列和第(3)列采用固定效應模型進行估計。我們重點關注中間產品投入及其與金融危機虛擬變量的交互項系數的符號和顯著性。

第(1)列的回歸結果顯示：首先，中間產品進口投入滯后一期與企業(yè)總產出顯著正相關；其他條件不變，中間產品進口額上升10%，會帶來總產出增長1.54%左右。其次，金融危機發(fā)生之后，中間產品進口對企業(yè)總產出的影響減弱，體現為交互項系數顯著為負；中間產品進口增加10%，企業(yè)總產出增長1.52%(1.54%－0.02%)左右，降低了0.02%。

進一步，我們在第(2)列和第(3)列采用固定效應模型估計。其中，第(2)列在第(1)列的基礎上加入了企業(yè)固定效應和時間固定效應。為了排除企業(yè)異質性的干擾，在第(3)列中，我們控制企業(yè)生產率指標，發(fā)現回歸結果并沒有發(fā)生太大變化。

金融危機發(fā)生時，國外的供給企業(yè)由于當地經濟環(huán)境的變化，導致中間產品供給規(guī)模的大幅下降。理論上，由于進口中間品不完全替代性，基于投入-產出機制，會造成企業(yè)生產投入面臨大幅下降，進一步導致生產產出面臨大幅下降，即中間產品供給量的下降會造成進口中間產品的企業(yè)的進口中間品與總產出的正相關性程度降低。根據回歸結果，我們觀察到金融危機虛擬變量和中間產品投入的交互項系數顯著為負，符合在進口中間品依賴的背景下進口供給下降帶來的企業(yè)的進口中間品與總產出的正相關性程度降低的分析。

其他控制變量的回歸結果也基本符合預期。企業(yè)規(guī)模的系數均在1%的水平顯著為正且保持穩(wěn)定，表示在其他條件不變的情況下，相對規(guī)模較大的純內銷企業(yè)有更高的總產出；企業(yè)生產率的系數同樣在1%水平下顯著為正，這也符合理論，即企業(yè)生產率越高，企業(yè)總產出值越高。

表6 基準回歸結果

（二）工具變量回歸

以上的回歸可能面臨內生性問題。回歸方程式中的中間品進口額為內生變量。企業(yè)的進口決策很大一部分取決于企業(yè)自身面臨的市場需求，可能存在反向因果關系，因此不能夠僅通過相關關系推出因果邏輯。

為此，下文通過工具變量法來解決可能存在的內生性問題。本文借鑒許家云等(2017)的做法，使用的工具變量是企業(yè)層面的中間產品進口關稅。使用中間產品進口關稅作為企業(yè)中間品進口額的工具變量的邏輯是關稅會影響到企業(yè)的中間品進口，且關稅的變動又相對外生。據此，我們構造如下企業(yè)層面的中間產品關稅進口指數：

其中，h 代表進口的HS6 位中間產品，H 是指企業(yè)f 在t 年所有進口中間產品的集合；Dutyh,t表示中間產品h 在t 年進口的關稅稅率，τf,t,aver表示企業(yè)f 在t 年進口中間產品h 的平均進口比例①為避免內生性問題，我們在回歸中使用平均進口比例。。中間產品的進口關稅數據來自于世界貿易組織(WTO)的關稅數據庫(Tariff Download Facility，TDF)。與中間品進口相對應，同樣中間品進口關稅指數采用滯后一期。

表7 報告了使用工具變量兩階段最小二乘法的回歸結果。與表6 一致，第(1)列回歸中控制了企業(yè)規(guī)模，第(2)列進一步控制了企業(yè)生產率。首先，我們考察一階段的回歸結果，報告在表7 的最底端。第一階段回歸結果顯示，中間產品關稅進口指數與企業(yè)的中間產品進口呈顯著的負相關關系，表明當企業(yè)面臨進口關稅上升時，企業(yè)會顯著減少其中間品進口量。經濟顯著性上，企業(yè)關稅上漲10%將帶來企業(yè)中間品進口量降低1.9%左右。此外，在所有的工具變量回歸中，Kleibergen-Paap LM 統(tǒng)計量以及F 統(tǒng)計量均通過了檢驗，說明工具變量滿足外生性條件。

表7 工具變量回歸結果

接下來考察第二階段的分析結果。第(1)列和第(2)列的回歸結果表明，其他條件不變，中間產品進口與企業(yè)總產出具有顯著的正相關性，中間產品進口(滯后一期)增長10%，企業(yè)總產出上漲7.3%左右；金融危機后，中間產品進口與企業(yè)總產出正相關性程度大幅降低(中間產品進口增長10%，企業(yè)產出增長1.6%左右)。進一步，工具變量的回歸中關鍵變量的系數絕對值提高，說明中間產品的進口額滯后一期(對數)的內生性問題低估了在正常年份中間產品進口與企業(yè)產出之間的相關性，工具變量的使用在一定程度上修正了偏差。

為了驗證以上結論的穩(wěn)健性，我們構建另一個工具變量指標，即企業(yè)層面的供給指數。根據金融危機理論，貿易傳導是金融危機影響一國實體經濟的重要渠道。使用企業(yè)層面的供給指數作為工具變量，一方面，進口來源國中間產品的供應能力會影響到企業(yè)對于中間產品的進口，另一方面，在剔除對中國出口份額后，其具備了外生性的條件。對于供給水平的度量，本文利用企業(yè)進口中間產品以及進口來源國等信息。企業(yè)層面進口數據來源是海關數據庫，進口來源國的出口信息來自BACI 數據庫。本文借鑒Bricongne 等(2012)的方法構建供給沖擊指標如下：

其中，每種中間進口產品h 和進口來源國c 構成“產品-進口來源國”組合信息，Sf,h,c,t是企業(yè)f 在t 年從c 國進口中間產品h 占總中間產品進口的份額。EXh,c,t表示在t 年c 國對除中國以外的國家出口的總額?？梢岳斫鉃?，EXh,c,t表示了c 國在t 年的供給能力。由此得到供給指數，即進口來源國的供給能力的加權。本文借鑒了Bricongne等(2012)的方法，將進口來源國對中國的出口份額進行了剔除，從而排除了潛在的內生性問題。其回歸結果如表7 第(3)列所示。

從回歸結果中可以看出，在正常年份，中間產品進口與企業(yè)總產出是顯著正相關的，中間產品進口增長10%，企業(yè)總產出增長4.7%；金融危機后，中間產品進口與企業(yè)產出間仍呈現顯著的正相關性，但程度有明顯減弱(中間產品進口增長10%，企業(yè)總產出值增長1.3%)。進一步分析，關鍵解釋變量的系數絕對值均大于基準回歸結果，說明以供給指數作為工具變量在一定程度上修正了由于內生性問題帶來的估計偏差。企業(yè)規(guī)模與企業(yè)生產率指標系數為正，且與基準回歸相差較小，符合經濟理論預期。

六、基于企業(yè)異質性的分析

上文中，我們發(fā)現在金融危機發(fā)生后，純內銷企業(yè)總產出對中間產品進口的依賴程度顯著降低。那么，是否所有企業(yè)的依賴程度都會降低？不同企業(yè)的產出值對中間產品進口的依賴性是否存在不同？哪些性質決定了其金融危機中的表現？回答這些問題需要進一步從企業(yè)異質性角度來分析。根據新新貿易理論，異質性因素會影響企業(yè)行為，因此，當金融危機發(fā)生時，不同企業(yè)會因異質性特征受到不同程度的影響。下文將從企業(yè)所有制、企業(yè)所在行業(yè)要素稟賦屬性、外資參與以及企業(yè)進口中間產品來源國方面進行異質性作用分析。

（一）企業(yè)所有制

考慮到進口中間產品企業(yè)的所有制不同，這可能會導致結果的異質性，本文首先考察企業(yè)所有制的異質性影響。

我國長期以來一直是以國有經濟為主導的多種所有制經濟共同發(fā)展的經濟結構。一般認為，國有企業(yè)①本文中國有企業(yè)是指廣義上的國有企業(yè)，包括國有企業(yè)、國有聯營企業(yè)、國有與集體聯營企業(yè)三種類型。具有一定的資源壟斷優(yōu)勢，相對于其他所有制企業(yè)，國有企業(yè)融資約束程度較低。根據樣本數據，本文將企業(yè)分為國有企業(yè)以及非國有企業(yè)兩種類型，并設置企業(yè)所有制虛擬變量，進一步考察企業(yè)所有制對于生產的影響。

在針對企業(yè)所有制的分析中，本文設定企業(yè)所有制的虛擬變量(soes)，若企業(yè)類型為國有企業(yè)，則取值為1；若非國有企業(yè)，取值為0?；谔摂M變量的設定，回歸時，本文出于外生性考慮而分別使用企業(yè)層面的中間產品進口關稅指數(滯后一期)、企業(yè)所有制虛擬變量與中間品進口關稅指數(滯后一期)交叉項作為中間品進口額(滯后一期)、企業(yè)所有制虛擬變量與中間品進口額(滯后一期)交叉項的工具變量，并使用2SLS 方法進行估計。由表9 第(1)列回歸結果發(fā)現，在正常年份，中間產品進口與國有企業(yè)、非國有企業(yè)總產出都呈現顯著的正相關性；金融危機發(fā)生后，中間產品進口投入與國有企業(yè)、非國有企業(yè)產出值仍呈現顯著的正相關性，中間產品進口對于非國有企業(yè)總產出正相關性減弱更為明顯。一個可能的解釋是，在金融危機發(fā)生后，相對于其他所有制企業(yè)，國有企業(yè)可能有更廣的外國要素供給網絡，相對外國要素供給方的議價能力(bargain power)也更強，因此更能抵御外來沖擊的影響。同時，國有企業(yè)在國內供應鏈更穩(wěn)定，有更好的抵抗沖擊的能力。

（二）企業(yè)要素稟賦

我們進一步根據企業(yè)所在行業(yè)的要素稟賦屬性來分析外生沖擊對于企業(yè)進口中間品投入與企業(yè)總產出關系。要素稟賦是影響產業(yè)發(fā)展的重要因素，也是制造業(yè)行業(yè)發(fā)展的最初動力，更影響著各產業(yè)制造業(yè)升級的路徑。本文將樣本中制造業(yè)行業(yè)按照要素密度劃分為勞動密集型行業(yè)、資本密集型行業(yè)以及技術密集型行業(yè)，詳見表8，回歸結果見表9 第(2)列至第(4)列。

表8 不同要素密度的制造業(yè)行業(yè)劃分

表9 回歸結果發(fā)現，在正常年份，中間品進口投入對于勞動密集型、資本密集型以及技術密集型行業(yè)的企業(yè)產出呈現顯著正相關性；在金融危機年份，中間品投入對技術密集型行業(yè)的企業(yè)產出呈現正向關系顯著下降，勞動密集型企業(yè)與技術密集型企業(yè)的正向關系下降不顯著。針對行業(yè)的要素結構進行的子樣本回歸的結果，我們進一步借助Permutation test 對核心解釋變量的回歸系數進行組間系數差異檢驗，具體結果如表9。分析發(fā)現，三個子樣本的分類回歸系數中，中間產品進口(滯后一期)在三個子樣本回歸系數之間的差異不顯著，經驗p 值未通過顯著性檢驗，說明雖然中間產品進口(滯后一期)回歸系數略有差異，但在正常年份，中間品進口對于企業(yè)產出的正相關程度大致相同；值得注意的是，時間虛擬變量×中間品進口滯后一期(對數)的系數，經驗p 值均顯著，可以解釋為金融危機發(fā)生后，中間品進口對于企業(yè)總產出的正相關性的行業(yè)異質性明顯。究其原因，技術密集型行業(yè)的產品成本中技術含量消耗占比較大，由于中間品不能被完全替代，在進口中間品供給沖擊的背景下，依靠技術消耗的企業(yè)更容易受到負向沖擊，表現為中間品進口與企業(yè)產出的正相關關系顯著變化。

（三）企業(yè)外資參與

本文進一步考察外資參與的異質性影響。由于2007 年以后企業(yè)層面來自外商的實收資本數據不全，因而本文根據企業(yè)類型設置企業(yè)外資參與的虛擬變量，即若企業(yè)有外資參與，則虛擬變量取值為1，若企業(yè)無外資參與，則虛擬變量取值為0?；貧w時，本文基于虛擬變量的設定和對外生性的考慮，分別使用企業(yè)層面的中間產品進口關稅指數(滯后一期)、外資參與虛擬變量與中間品進口關稅指數(滯后一期)交叉項作為中間品進口額(滯后一期)、外資參與虛擬變量與中間品進口額(滯后一期)交叉項的工具變量，并使用2SLS 方法進行估計。分析表9 的第(5)列，我們發(fā)現，在正常年份，中間品進口對外資企業(yè)與非外資參與的企業(yè)產出正相關性相差不多，且顯著性相同；發(fā)生危機后，中間品進口對于外資企業(yè)產出的正相關性的降低程度要低于非外資企業(yè)。其影響機制可能存在于兩個方面：第一，外資參與會帶給企業(yè)更廣的國際網絡關系，外資企業(yè)相較于本地企業(yè)對于進口中間品的供應的議價能力(bargain power)更強，因此更容易抵御外來沖擊的影響；第二，外資企業(yè)受到更多稅收優(yōu)惠等政策扶持，這在很大程度上支持了外資企業(yè)的發(fā)展。結合以上兩點分析，外資參與的企業(yè)在面臨進口中間品供給沖擊時，其進口中間品與企業(yè)產出的正相關性的變動程度明顯低于沒有外資參與的企業(yè)，即有外資參與的企業(yè)受到進口中間產品的沖擊的影響更小。

（四）企業(yè)進口來源國

在金融危機發(fā)生時，一國是否受到金融危機的影響，直接反映在其進出口貿易量中。因此，我們預期當企業(yè)進口中間產品的來源國為金融危機發(fā)生國時，中間品供給沖擊會更為顯著，即中間品進口與企業(yè)產出正相關性差異更為顯著。因此，本文借鑒戴覓和茅銳(2015)的做法，將金融危機發(fā)生國(Scountry)定義為金融危機爆發(fā)前后總出口額低于樣本期內出口額中位數的國家。由此，本文得到以金融危機來源國與非金融危機來源國進行區(qū)分的兩個子樣本。

表10 的第(1)列和第(2)列的回歸結果表明，在正常年份，從金融危機國以及非金融危機國進口中間產品與企業(yè)總產出值都表現為顯著的正相關性，且估計系數差別不大，組間系數差別的經驗p 值不顯著；金融危機爆發(fā)后，從金融危機國進口的中間產品與企業(yè)總產出的正相關程度下降，而從非金融危機國進口中間產品對于企業(yè)總產出值無顯著性差異性，經驗p 值在5%水平上顯著，說明回歸系數顯著差異。從微觀層面，當金融危機發(fā)生時，更深入地參與國際貿易的企業(yè)也更加容易受到危機的影響。以上結果說明，金融危機發(fā)生時，金融危機國經濟波動較大，并通過中間產品貿易渠道向其他國家傳導。

此外，為了進一步考察中間產品來源國的異質性影響，本文根據進口中間產品來源國是否為經合組織國家(OECD)①經合組織共有38 個成員國：澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、智利、捷克、丹麥、愛沙尼亞、芬蘭、法國、德國、希臘、匈牙利、冰島、愛爾蘭、以色列、意大利、日本、韓國、拉脫維亞、盧森堡、墨西哥、荷蘭、新西蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、斯洛伐克、斯洛文尼亞、西班牙、瑞典、瑞士、土耳其、英國、美國、立陶宛、哥倫比亞、哥斯達黎加。對考察樣本進行劃分，分樣本回歸的同時借助Permutation test 對核心解釋變量的回歸系數進行組間系數差異檢驗，結果報告在表10的第(3)列和第(4)列。可以看出，在正常年份，企業(yè)從OECD 國家進口中間產品與企業(yè)生產的正相關性系數更大(0.14＞0.13)，但經驗p 值不顯著，說明在正常年份，進口來源國作用與進口中間品對企業(yè)產出的正相關差異性影響較小；在金融危機發(fā)生后，中間品進口的組間系數差異顯著，經驗p 值在1%水平上顯著，體現了進口來源國不同所呈現出來的異質性。

七、供給沖擊與制造業(yè)上下游生產關聯

上下游生產關系是國際貿易研究的重要切入點，隨著中間品貿易規(guī)模的不斷擴大，上下游產業(yè)鏈作為生產率溢出的重要渠道，促使進口競爭帶來國內供給端研發(fā)投入增加，從而提高競爭力。由于中間產品的不完全替代屬性，Fieler 和Harrison(2018)指出，關稅降低帶來的進口競爭增加，能夠通過上下游生產關聯作用對上下游生產企業(yè)生產率起到提升作用。

上文發(fā)現隨著進口規(guī)模的擴大，當中間品供給出現負向沖擊時，會顯著影響中間品進口對純內銷企業(yè)產出的正向作用。進一步思考，基于上下游生產關系，面對進口中間品的供給沖擊，國內供給端對純內銷企業(yè)有何影響？國內供給端能否起到國內供給“替代”進口的作用？下文將借助制造業(yè)投入產出表進行分析。

（一）制造業(yè)上游產能指數的構建

我們借鑒王永進和施炳展(2014)以及Fieler 和Harrison(2018)的做法，使用2007年135 部門的投入產出表構建制造業(yè)中間產品產能指數：

其中，i 表示企業(yè)所在的行業(yè)①行業(yè)代碼為工業(yè)企業(yè)數據庫中4 位國標經濟行業(yè)代碼，本文將其與投入產出表中行業(yè)代碼進行匹配。，Inputi,j表示i 行業(yè)吸收了j 行業(yè)中間產品投入額，Inputi表示i 行業(yè)吸收的中間產品投入總額，wi,j為來自j 行業(yè)的中間產品投入占i 行業(yè)總投入的比重，即直接消耗系數。Sj,t表示j 行業(yè)t 年產能情況，即行業(yè)j 的總產值。 Si,t-upper表示i 行業(yè)吸收的上游行業(yè)產值的加權平均，與中間產品進口相對應，上游產能指數同樣采用滯后一期。本文對Sj,t取對數進行糾偏。

（二）中間品進口供給沖擊與制造業(yè)上下游生產鏈分析

接下來，在基準分析基礎上，本文加入制造業(yè)上游產能指數，企業(yè)進口中間品滯后一期作為核心解釋變量，借鑒Fieler 和Harrison(2018)，構建實證模型如下：

其中，β3、β4為關鍵交互項系數，中間品進口以及上游產能對于企業(yè)產出的作用是相互的，我們預期交互項系數將顯著為負，即當中間品進口增加時，將導致上游產能對純內銷企業(yè)產出的正向邊際效用減弱；相應，當上游產能增加時，中間品進口對于純內銷企業(yè)的正向邊際作用減弱。

值得注意的是，使用制造業(yè)上游產能可能存在內生性問題。制造業(yè)上游產能代表了制造業(yè)上游的供給能力，傳統(tǒng)經濟學理論認為需求與供給之間存在相互作用，制造業(yè)下游銷售額的增長有可能導致企業(yè)對上游中間品的需求增加，進一步促進上游產能提高，即存在反向因果的可能；同時，行業(yè)中存在“產能過?！鼻闆r下，上游產能指數并不能夠很好地反映上游行業(yè)產品競爭力的提升。

在構建制造業(yè)上游產能指數后，針對潛在的內生性問題，本文使用中間品進口關稅指數作為中間品進口的工具變量進行式(7)的回歸。進一步，本文借鑒王雅琦等(2018)的研究構建上游生產專利指數，使用上游行業(yè)層面專利指數作為上游產能指數的工具變量進行式(7)的回歸。行業(yè)層面的專利成果很大程度上代表了行業(yè)層面競爭力提升以及產品質量提升，對于下游行業(yè)，上游行業(yè)的專利成果更體現了其可持續(xù)的供給能力。同樣，借助2007 年的135 部門的投入產出表，構建上游行業(yè)專利指數：

其中，Pj,t是行業(yè)i 的上游行業(yè)(行業(yè)j)在t 年的有效專利數，wi,j是行業(yè)j 投入到行業(yè)i 的中間品額占行業(yè)i 吸收的總中間品額的比值，即直接投入系數，Pi,t-upper衡量了行業(yè)i 吸收中間品的上游行業(yè)j 的專利數加權值。

本文首先根據式(7)回歸，使用中間品進口關稅指數(滯后一期)作為中間品進口額(取對數)滯后一期的工具變量，回歸結果為表11 第(1)列；進一步，在第(2)列、第(3)列使用上游專利指數(滯后一期)分別作為上游產能指數(滯后一期)的替代變量以及工具變量進行分析。

表11 基于上下游生產關系分析中間品進口沖擊

續(xù)表11

表11 第(1)列回歸結果中，中間品進口項回歸結果與之前差異不大；從上游產能指數的回歸系數看，正常年份，上游產能與企業(yè)總產出值呈現顯著正相關關系。金融危機期間，上游產能指數與企業(yè)總產出的正相關關系增強。進一步分析核心解釋變量上游產能指數與中間品進口的交叉項結果，我們發(fā)現，在正常年份，交叉項系數顯著為負，當上游產能指數增加時，在其他變量不變的情況下，中間品進口對企業(yè)總產出的正向邊際作用遞減；金融危機期間，交叉項的系數同樣顯著為負，即金融危機后上游產能的增加會使得中間品進口對企業(yè)總產出的正向邊際作用減弱。工具變量的回歸結果顯示，中間品關稅指數與進口中間品存在顯著負相關關系。此外，在所有的工具變量回歸中，我們發(fā)現Kleibergen-Paap LM 統(tǒng)計量以及F 統(tǒng)計量均通過了檢驗，說明工具變量滿足外生性條件。

第(2)列和第(3)列使用上游專利指數以消除上游產能指數帶來的潛在的內生性影響。上游專利指數與中間品進口交叉項回歸結果符合回歸預期，即正常年份下上游專利成果與中間品進口對于企業(yè)總產出的邊際作用相互遞減，金融危機發(fā)生后兩者之間的邊際遞減作用增強。進一步分析發(fā)現，正常年份下，上游行業(yè)專利指數與企業(yè)總產出呈顯著正相關關系；在金融危機發(fā)生后，上游專利指數項的系數顯著為正，說明上游專利指數與進口中間品的純內銷企業(yè)總產出正相關關系增強。第(3)列中，工具變量回歸結果顯示，上游產能指數與上游專利指數之間存在顯著正相關關系，中間品關稅指數與上游專利指數的識別通過了F 統(tǒng)計量檢驗。綜合表11 的回歸結果，在上游行業(yè)產能或者專利成果增加時，會削弱中間品進口對于純內銷企業(yè)產出的正向邊際作用。上游行業(yè)的產能或者專利成果與純內銷企業(yè)的產出之間存在顯著的正相關關系，并在金融危機發(fā)生后，其正向關系得到加強。

八、結 論

在經歷了金融危機中進口的大幅波動后，我們應更加重視這一供給沖擊帶來的影響，以反思我國中間品自由化帶來的溢出效應，并由此從上下游生產鏈角度考察中間品自由貿易沖擊帶來的影響，從而對產業(yè)結構升級提出建議。從中間品進口供給沖擊的背景出發(fā)，本文使用了2006 年到2009 年的工業(yè)企業(yè)數據以及海關進出口數據，分析了金融危機前后中間產品進口對企業(yè)生產的差異化影響。我們發(fā)現：金融危機前后，中間產品進口對于純內銷企業(yè)的影響呈現顯著的差異性，工具變量的回歸結果顯示，平均而言，金融危機前后，企業(yè)中間產品進口上升10%，所帶來的純內銷企業(yè)總產出增長從4.6%下降為3.4%左右。造成這種正向作用減弱的主要原因是金融危機使得企業(yè)面臨國外中間品的供給沖擊，在中間品不完全替代的前提下，中間品供給減少會影響企業(yè)生產，表現為中間品貿易的正向溢出作用減弱。從上下游生產鏈的角度，本文進一步探究了純內銷企業(yè)上游行業(yè)生產能力的作用，將上游行業(yè)產能指數以及上游行業(yè)專利指數納入實證分析，發(fā)現上游行業(yè)生產能力與中間品進口對企業(yè)總產出的邊際作用相互遞減，上游行業(yè)產能或者專利成果增加會削弱中間品進口對純內銷企業(yè)產出的正向邊際作用。更重要的是，純內銷企業(yè)的上游行業(yè)生產能力與企業(yè)總產出的正相關關系在金融危機發(fā)生后顯著增強，說明在金融危機發(fā)生后，上游行業(yè)的生產能力提升對企業(yè)總產出的正向促進作用加大。

本文的政策含義如下?？疾熘虚g品貿易的溢出效應是理解進口對國內經濟具有促進作用的關鍵，更是有效利用中間品自由貿易帶來的技術溢出作用和促進國內經濟創(chuàng)新和競爭的關鍵。本文有效識別了中間品供給負向沖擊對內銷企業(yè)的作用；同時，基于上下游生產鏈，發(fā)現純內銷企業(yè)的上游行業(yè)生產能力的提升降低了中間品進口對企業(yè)總產出的邊際作用，一定程度上削弱了因金融危機帶來的中間品供給沖擊的負向影響。根據本文的研究成果，純內銷企業(yè)上游行業(yè)生產能力提升十分重要，在進一步開放市場和促進國內企業(yè)的有效競爭與創(chuàng)新的同時，需要提升國內供給端的生產能力，實現高質量發(fā)展。