王明榮,魏 華

(1.2.首都經(jīng)濟貿易大學 經(jīng)濟學院,北京 100070)

我國推進高水平對外開放,進口國外先進技術和關鍵設備是我國獲得先進技術的渠道之一。在全球價值鏈不斷深化背景下,進口品技術復雜度指標因其能夠客觀度量一國進口品技術水平而被廣泛采用,1995—2020年,我國進口品技術復雜度整體增長迅速,從10217美元增加到17907美元(1)根據(jù)CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)計算而得。。同時,隨著我國宏觀經(jīng)濟走向高質量發(fā)展階段,產業(yè)升級的目標也由發(fā)展產業(yè)規(guī)模存量優(yōu)勢轉向技術集約程度優(yōu)勢,其關鍵環(huán)節(jié)是提高企業(yè)技術創(chuàng)新能力。此外,良好的市場競爭環(huán)境是倒逼企業(yè)進行技術投資、技術創(chuàng)新的必要條件。我國制造業(yè)發(fā)展中市場競爭環(huán)境不佳的表現(xiàn)之一是制造業(yè)資源配置向大企業(yè)傾斜,大企業(yè)相較中小企業(yè)一直占據(jù)主導地位,1998—2007年制造業(yè)企業(yè)規(guī)模帕累托分布指數(shù)小于1[1],企業(yè)規(guī)模分布呈現(xiàn)不均勻狀態(tài)。技術是影響企業(yè)規(guī)模分布的決定性因素之一[2],研究認為進口品技術在不同規(guī)模企業(yè)的應用不同,且影響不同規(guī)模企業(yè)成長。因此,研究將進口貿易技術復雜度融入企業(yè)規(guī)模分布理論,探討我國進口品技術水平對我國制造業(yè)企業(yè)規(guī)模分布的影響效應和傳導路徑,為我國高水平全面對外開放新格局下經(jīng)進口實現(xiàn)國內市場競爭環(huán)境的優(yōu)化實踐提供研究支撐。

一、文獻綜述

現(xiàn)有關于進口貿易與企業(yè)規(guī)模分布的研究認為,進口貿易通過對不同規(guī)模企業(yè)收益產生非對稱性影響,進而影響企業(yè)規(guī)模分布。FOELLMI等人認為,在金融扭曲和財富不平等的經(jīng)濟環(huán)境中,進口貿易自由化會將財富從資本不充裕的小企業(yè)轉向資本充裕的大企業(yè),加劇企業(yè)規(guī)模分布不均勻的程度[3]。HUANG等人在一般均衡的壟斷競爭框架下研究發(fā)現(xiàn)進口競爭并不一定使大企業(yè)獲利[4];MARSILI認為進口技術創(chuàng)新無法很好地帶動大企業(yè)創(chuàng)新積累,但會提高用于度量企業(yè)規(guī)模分布的帕累托分布指數(shù),使企業(yè)規(guī)模分布更加均勻,市場集中度下降[2]。盛斌等人基于1999—2007年關稅數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)大樣本微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),進口貿易自由化更有利于中小企業(yè)成長,使企業(yè)規(guī)模分布變得更均勻[1]。

相較進口貿易,進口品技術復雜度能更直接度量發(fā)展中國家從外部引進技術的先進程度。在企業(yè)規(guī)模分布影響因素中,技術是主要因素之一,但它對企業(yè)規(guī)模分布的最終影響卻具有不確定性。一方面,根據(jù)“熊彼特假設”,大規(guī)模企業(yè)較小規(guī)模企業(yè)更具資源優(yōu)勢和壟斷地位,有更強的抵御風險能力。企業(yè)規(guī)模越大,技術創(chuàng)新能力越強,成長速度也越快,技術進步對企業(yè)規(guī)模分布的影響表現(xiàn)為使企業(yè)規(guī)模分布不均勻;另一方面,大企業(yè)因組織慣性會進行定向性技術創(chuàng)新,小企業(yè)為突破競爭市場中現(xiàn)有技術范式也會進行非定向性的技術創(chuàng)新,使得技術創(chuàng)新與企業(yè)規(guī)模函數(shù)關系表現(xiàn)為倒U型關系,這也意味著小企業(yè)在競爭市場下會加速技術創(chuàng)新和企業(yè)成長,使企業(yè)規(guī)模分布變得更均勻[5]。

進口技術復雜度對出口質量、企業(yè)創(chuàng)新和企業(yè)全要素生產率的影響也是研究關注重點。陳虹等人發(fā)現(xiàn)生產性服務業(yè)進口技術復雜度經(jīng)企業(yè)創(chuàng)新提升制造業(yè)出口質量,且對生產率高的制造企業(yè)影響更顯著[6];楊曉云等發(fā)現(xiàn)生產性服務業(yè)進口技術復雜度顯著促進中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新,促進情況因制造業(yè)行業(yè)技術水平不同而存在差異[7];李平等學者研究發(fā)現(xiàn),進口品技術復雜度顯著提升企業(yè)生產率,并且因企業(yè)類型不同產生差異性的影響[8]。GEREFFI等發(fā)現(xiàn),當進口技術帶來的行業(yè)競爭達到一定程度時,企業(yè)為維持自身生存和利潤會拒絕投入資金進行研發(fā)創(chuàng)新,即企業(yè)放棄創(chuàng)新研發(fā)[9]。BAS等人發(fā)現(xiàn)進口技術溢出會降低國內非出口企業(yè)的銷售和國內市場的均衡利潤,對企業(yè)技術投資產生抑制作用,導致企業(yè)生產率降低[10]。

綜上,鮮有研究關注進口品技術水平這一核心因素,而關于進口品技術復雜度影響效應研究主要聚焦于出口品質量、企業(yè)創(chuàng)新和企業(yè)全要素生產率等方面,對制造業(yè)企業(yè)規(guī)模分布影響的研究有限。本研究認為進口技術提升造成資源進一步向大企業(yè)集中,對于進口規(guī)模對市場競爭環(huán)境的影響具有重要意義。所以,研究采用CEPII-BACI公布多國雙邊貿易數(shù)據(jù)計算基于我國HS6位編碼的進口品技術復雜度指標,將其與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)、中國海關進出口數(shù)據(jù),以及中國企業(yè)專利數(shù)據(jù)的合并,構建包括進口品技術復雜度、新產品創(chuàng)新、專利,以及一系列與企業(yè)成長有關的企業(yè)特征指標在內的、我國微觀企業(yè)層面的進口品技術復雜度與創(chuàng)新數(shù)據(jù)庫,實證進口品技術復雜度對制造業(yè)企業(yè)規(guī)模均勻分布的影響效應。同時,引入企業(yè)全要素生產率和企業(yè)創(chuàng)新中介變量,探討進口品技術復雜度對中國制造業(yè)企業(yè)規(guī)模分布的影響機制。

研究意義和創(chuàng)新在于:第一,研究視角上,首次基于進口品技術視角對中國制造業(yè)企業(yè)規(guī)模分布給出新的解釋。第二,理論機制上,從全要素生產率和產品創(chuàng)新層面分析進口品技術水平影響企業(yè)規(guī)模分布的深層機制,將其歸納總結為競爭效應、依賴效應及學習效應;第三,為避免單一指標衡量企業(yè)規(guī)模分布的局限性,研究采用企業(yè)前期固定資產投入和后期企業(yè)營業(yè)收入兩個指標評價企業(yè)規(guī)模分布情況;第四,將企業(yè)規(guī)模虛擬變量加入進口品技術復雜度對企業(yè)全要素生產率和創(chuàng)新影響的研究中,從企業(yè)規(guī)模非對稱性角度豐富相關研究。

二、理論機制

企業(yè)規(guī)模均勻分布狀態(tài)下,不同規(guī)模企業(yè)間要實現(xiàn)分工協(xié)作和均衡發(fā)展取決于它們在同一環(huán)境中均能獲得相同程度的成長。企業(yè)成長是成本結構不斷優(yōu)化、全要素生產提升的靜態(tài)過程,也是一個非連續(xù)的創(chuàng)造性破壞、不斷創(chuàng)新的動態(tài)過程[11]。開放經(jīng)濟條件下,進口技術沖擊通過競爭效應、依賴效應和學習效應改變企業(yè)全要素生產率和產品創(chuàng)新,造成企業(yè)成長差距和企業(yè)規(guī)模分布的分化,主要表現(xiàn)為:部分企業(yè)借助新技術提高全要素生產率和實現(xiàn)創(chuàng)新,企業(yè)快速成長,生產規(guī)模不斷擴大;部分企業(yè)也可能不適應新的技術環(huán)境而縮小企業(yè)規(guī)模,甚至退出市場[12]。由此,進口品技術對企業(yè)規(guī)模均勻分布會產生抑制或促進的雙重效應,具體來看有:

第一,競爭效應。進口品技術復雜度的提升提高了進口產品的技術含量,增加境內外企業(yè)的競爭壓力。一方面,進口競爭促使低效率企業(yè)退出市場來提高行業(yè)靜態(tài)全要素生產率[13],又可促進高效率企業(yè)進入市場進而提高動態(tài)全要素生產率[14];另一方面,它通過提高人力資本積累和中間投入品質量來促進企業(yè)產品創(chuàng)新,通過擴大消費規(guī)模提高企業(yè)創(chuàng)新意愿[15]。企業(yè)因規(guī)模異質性,如資源優(yōu)勢、市場地位差異,進口競爭技術投資彈性存在很大差異,企業(yè)全要素生產率和產品創(chuàng)新的不同主要表現(xiàn)在:大企業(yè)生產率受到進口技術的促進作用更強,成本加成率更高[16];大企業(yè)風險承擔能力和融資能力更具優(yōu)勢,創(chuàng)新能力較小企業(yè)更強[17],產品創(chuàng)新通過不斷創(chuàng)造新的產品需求使得企業(yè)成本加成率、利潤率更高[18]。競爭效應下,進口品技術提升使大企業(yè)的全要素生產率、產品創(chuàng)新增長和企業(yè)成長更快,企業(yè)規(guī)模進一步擴張,但這抑制了企業(yè)規(guī)模均勻分布。

第二,學習效應。企業(yè)對進口品先進技術進行模仿學習和二次創(chuàng)新會產生進口技術外溢效應[19]。進口技術溢出效應會促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新[20],提高企業(yè)全要素生產率[21]。不同規(guī)模企業(yè)對進口技術溢出消化吸收能力不同[22],導致進口品技術復雜度對規(guī)模異質性企業(yè)全要素生產率和產品創(chuàng)新的影響不同:一方面,大企業(yè)較小企業(yè)的再創(chuàng)新能力強,生產率高;另一方面,大企業(yè)研發(fā)資金投入更大,創(chuàng)新能力更強。進口品技術促進大企業(yè)成長,擴大生產規(guī)模,但對中小企業(yè)的成長有阻礙作用,導致生產規(guī)模縮小,企業(yè)規(guī)模分布趨向不均勻。

第三,依賴效應。較之自我研發(fā)創(chuàng)新,企業(yè)直接進口高技術產品會產生低成本紅利,導致企業(yè)對進口技術產生依賴。企業(yè)進口依賴度高會降低企業(yè)自主研發(fā)意愿,減少技術研發(fā)資金投入[11],進而抑制企業(yè)研發(fā)活動和創(chuàng)新能力[23],降低技術創(chuàng)新質量[24]。大企業(yè)較小企業(yè)具有更高的議價能力,其進口成本更低,更愿意通過進口降低生產成本。這使得大企業(yè)全要素生產率和產品創(chuàng)新對高技術的依賴效應更明顯,且不利于大企業(yè)成長和規(guī)模擴張,但對小企業(yè)成長和規(guī)模擴大有促進作用,最終引致企業(yè)規(guī)模分布均勻。

在競爭效應、學習效應和依賴效應綜合作用下,進口品技術復雜度經(jīng)全要素生產率和產品創(chuàng)新的傳導機制對企業(yè)規(guī)模分布產生抑制和促進的雙重作用(見圖1)。進口品技術既可以通過競爭效應和學習效應提高大企業(yè)全要素生產率和產品創(chuàng)新來促進其快速成長,又可增加企業(yè)規(guī)模分布中的大企業(yè)數(shù)量,使企業(yè)規(guī)模分布變得更不均勻,可以通過依賴效應經(jīng)全要素生產率和產品創(chuàng)新意愿抑制大企業(yè)成長,降低企業(yè)規(guī)模分布中大企業(yè)的數(shù)量,使企業(yè)規(guī)模分布更均勻,整體凈效應取決于二者的相對大小。

圖1 進口品技術復雜度對企業(yè)規(guī)模分布的影響機制示意圖

三、實證模型、指標與數(shù)據(jù)

(一)計量模型

本研究參照溫忠麟等人的研究方法[25],構建三段式中介效應模型檢驗進口品技術復雜度對企業(yè)規(guī)模分布的直接影響效應,實證企業(yè)全要素生產率和產品創(chuàng)新帶來的間接影響效應,計量模型如下:

Paretojt=α0+α1lnIMSjt+Zijt+αj+year+εijt

(1)

lnTFPijt=β0+β1lnIMSjt+β2sizeijt×lnIMSjt+sizeijt+Oijt+βi+βt+φijt

(2)

lnInnovijt=γ0+γ1lnIMSjt+γ2sizeijt×lnIMSjt+sizeijt+Tijt+γi+γt+φijt

(3)

Paretojt=δ0+δ1lnIMSjt+δ2lnTFPijt+δ3lnInnovijt+Zijt+δi+δt+τijt

(4)

式(1)至式(4)中,下標i、j、t分別表示企業(yè)、行業(yè)、年份。Pareto代表行業(yè)中企業(yè)規(guī)模分布的帕累托分布指數(shù),IMS表示行業(yè)進口品技術復雜度,企業(yè)全要素生產率TFP和企業(yè)創(chuàng)新Innov是中介變量,size是企業(yè)規(guī)模虛擬變量,α0、β0、γ0、δ0是常數(shù)項,αj行業(yè)固定效應;βi、γi和δi為加入的企業(yè)層面固定效應,吸收行業(yè)、企業(yè)層面其他沖擊對結果的干擾;βt、γt和δt表示加入的時間固定效應,用以控制模型變量在時間上的固定特征對實證結果的影響;year是時間趨勢項,用以控制模型中一些隨時間變化的趨勢或周期性規(guī)律對實證結果的影響;εijt、φijt、φijt和τijt是隨機干擾項。

式(1)中,lnIMSijt回歸系數(shù)α1代表進口品技術復雜度影響企業(yè)規(guī)模分布的總效應,式(2)至式(4)分析進口品技術復雜度經(jīng)企業(yè)全要素生產率(TFP)和產品創(chuàng)新(Innov)兩個中介變量對企業(yè)規(guī)模分布的間接影響。交叉乘積項sizeijt×lnIMSjt反映了不同規(guī)模企業(yè)進口品技術復雜度對中介變量的異質性影響。進口品技術復雜度對企業(yè)規(guī)模分布的直接影響效應通過回歸系數(shù)δ1反映;企業(yè)全要素生產率和產品創(chuàng)新產生的間接影響效應分別由回歸系數(shù)β1×δ2和γ1×δ3體現(xiàn)。

Z、O、T是控制變量向量,Z向量由影響企業(yè)成長的企業(yè)特征變量組成,包括企業(yè)年齡(age)、企業(yè)平均工資(wage)、企業(yè)利潤率(profit)、資本密集度(capint)、企業(yè)融資約束(finres)、企業(yè)市場競爭程度(hhi)、政府補貼(gov);向量O是影響產品創(chuàng)新的企業(yè)特征變量集,包括企業(yè)年齡(age)、企業(yè)規(guī)模(size)、資本密集度(capint)、企業(yè)利潤率(profit)、政府補貼(gov)、市場競爭程度(hhi);向量T是影響企業(yè)全要素生產率的企業(yè)特征,包括企業(yè)年齡(age)、企業(yè)規(guī)模(size)、企業(yè)利潤率(profit)、企業(yè)資本密集度(capint)、市場競爭程度(hhi)。

(二)指標與數(shù)據(jù)處理

1.被解釋變量

企業(yè)規(guī)模分布指數(shù)。企業(yè)規(guī)模分布是指不同規(guī)模企業(yè)的分布形態(tài)。現(xiàn)有研究依據(jù)吉布萊特定律(2)吉布萊特定律(Gibrat’s law)是由法國經(jīng)濟學家吉布萊特(Robert Gibrat)提出,主要研究企業(yè)規(guī)模和成長的規(guī)律,用于衡量企業(yè)規(guī)模的不平等程度。具體指的是,如果把所有企業(yè)按照規(guī)模從小到大排列,那么最大的企業(yè)擁有的市場份額會非常大,其他小企業(yè)的市場份額相對較小。企業(yè)規(guī)模的不平等程度可由吉布萊特系數(shù)來衡量,如果吉布萊特系數(shù)接近1,表示市場上大部分份額被少數(shù)幾家大企業(yè)壟斷,若接近0則表示市場份額相對平均地分布于各規(guī)模企業(yè)中。、齊夫定律(3)齊夫定律(Zipf’s law)是一種典型的冪律分布,由哈佛大學語言學家喬治·齊夫(George Zipf)1949年發(fā)現(xiàn)的一個實驗定律,即在自然語言里,一個單詞出現(xiàn)的頻率與它在頻率表里的排序成反比,也可以反映在企業(yè)規(guī)模的排名規(guī)律。具體指的是,在某些情況下,一個市場、城市或組織中,排名第二的實體的規(guī)模大概是排名第一的實體規(guī)模的一半,排名第三的實體大概是排名第一的實體規(guī)模的三分之一,以此類推。測度企業(yè)規(guī)模分布收斂于對數(shù)正態(tài)分布或滿足帕累托分布的情況[26]來判定企業(yè)規(guī)模分布情況。企業(yè)規(guī)模分布收斂于對數(shù)正態(tài)分布或滿足帕累托分布表明企業(yè)規(guī)模分布均勻,反之則表示不均勻。由于現(xiàn)實企業(yè)規(guī)模分布基本不符合吉布萊特定律[27],本研究依據(jù)齊夫定律使用帕累托分布指標測度我國制造業(yè)企業(yè)規(guī)模分布情況。研究借鑒由Eeckhout提出,Gabaix等人改進的“排名-規(guī)?！?Market-size)法則[28-29]構建測度企業(yè)規(guī)模分布的Pareto指數(shù)實證模型,表達式為:

Ri=As-k,A>0

(5)

其中,Ri表示企業(yè)i的規(guī)模在行業(yè)中的排名,A為大于0的常數(shù),s為企業(yè)規(guī)模。k為帕累托指數(shù),它的經(jīng)濟含義為:k=1,說明企業(yè)規(guī)模分布滿足齊夫定律,即企業(yè)規(guī)模分布比較均勻;k<1,說明大企業(yè)發(fā)展較好,中小企業(yè)發(fā)展相對不充分,企業(yè)規(guī)模分布不均勻。研究對式(5)進行對數(shù)線性化得到:

ln(Ri)=lnA-klns

(6)

常規(guī)帕累托指數(shù)估計方法是直接對式(6)進行OLS回歸,但Gabaix等人通過理論推導和實證檢驗發(fā)現(xiàn),對排名Ri移位1/2,使用ln(Ri-1/2)替代ln(Ri)可以將OLS小樣本所帶來的偏差降到最低[29],本研究采用上述方法,最終企業(yè)規(guī)模分布測度模型設立如下:

ln(Rit-1/2)=α-klnSit+κit

(7)

其中,α=lnA為常數(shù)項,κit是隨機誤差項。研究采用企業(yè)固定資產、營業(yè)收入兩個指標度量企業(yè)規(guī)模,選取國民經(jīng)濟行業(yè)分類中制造業(yè)行業(yè)C13—C43(去除C38)的29個行業(yè),基于式(7)估計參數(shù)k,最終得到我國制造業(yè)29個行業(yè)的企業(yè)規(guī)模分布指數(shù)。

2.解釋變量

(1)核心解釋變量:企業(yè)進口品技術復雜度

高收入國家一般視為高技術產品出口國,現(xiàn)有研究基于出口國人均收入加權平均值度量貿易品技術復雜度[30],值越高表明貿易品技術水平越高,反之則越小。研究通過下述步驟計算29個制造業(yè)產業(yè)進口品技術復雜度:首先,依據(jù)CEPII-BACI公布的1995—2020年多國雙邊貿易數(shù)據(jù)計算2000—2014年各產品k(一個HS6位編碼)出口復雜度值prodyk。

(8)

其中,xik為國家i出口產品k的總額,xik=∑ixik為國家i出口總額,xik/Xi是產品k(出口總額)在國家i出口總額中的比重。Yi表示出口國人均收入水平。

其次,將行業(yè)中進口各產品k的出口復雜度prodyjk加總為行業(yè)進口品技術復雜度IMSj,計算公式如下:

(9)

其中,mjk為行業(yè)j中k產品的進口額,∑k(mjk)是j行業(yè)的進口總額。

(2)企業(yè)規(guī)模指標

研究以企業(yè)固定資產和營業(yè)收入兩個指標衡量企業(yè)規(guī)模,按照企業(yè)規(guī)模從小到大的順序分為五類,構建五個企業(yè)規(guī)模虛擬變量,依次為:小企業(yè)(small),小中企業(yè)(small_medium),中企業(yè)(medium),中大企業(yè)(medium_big),大企業(yè)(big)。

3.中介變量

(1)企業(yè)全要素生產率(TFP)

測算TFP的方法主要有:固定效應估計法、Olley-Pakes(OP法)、Levinsohn-Petrin(LP法)、Ackerberg-Caves-Frazer(ACF法)。固定效應法只考慮個體變化,忽略時間帶來的信息;OP法以投資額作為代理變量,忽略了投資額為0的樣本,失去統(tǒng)計的隨機性,上述兩個方法均會帶來估計結果的偏誤。LP法解決了OP法遺漏變量的問題,可以更好地反映生產率變化;在LP法基礎上,ACF法將勞動投入引入中間品投入函數(shù),弱化LP法估值不可識別性和內生性問題。現(xiàn)有研究普遍使用LP法和ACF法測度全要素生產率。

與魯曉東等人估算方法[31]相一致,本研究首先使用LP法測度企業(yè)全要素生產率。其次,在穩(wěn)健性檢驗中,借鑒Ackerberg等人做法[32]采用ACF法進行測度。企業(yè)產出Y、勞動L、資本K、中間投入M分別使用工業(yè)增加值,從業(yè)人員規(guī)模、雇員補貼和失業(yè)保險工業(yè)之和,固定資產凈值,中間投入總額進行衡量。

(2)產品創(chuàng)新指標(Innov)

產品創(chuàng)新的測度有兩類基本指標,一類是創(chuàng)新投入,即企業(yè)的研發(fā)投入;另一類是創(chuàng)新產出,即企業(yè)專利產出或新產品產值。用企業(yè)研發(fā)投入衡量產品創(chuàng)新存在誤差和滯后性,現(xiàn)有研究普遍從創(chuàng)新產出視角衡量產品創(chuàng)新情況。本研究使用新產品產值和企業(yè)專利數(shù)來度量企業(yè)產品創(chuàng)新情況[33-34]。

4.控制變量向量(Z、T、O)

企業(yè)年齡(age),一般來說,企業(yè)會隨著“年齡”的增長而成長,本研究使用企業(yè)當期年份減去其成立年份來衡量企業(yè)年齡。

企業(yè)平均工資(wage),企業(yè)平均工資水平對企業(yè)成長具有促進作用[35],本研究采用(企業(yè)工資總額+福利費總額)/就業(yè)人數(shù)對此指標進行計算。

企業(yè)利潤率(profit),企業(yè)盈利越大,實力越強,企業(yè)擴大生產規(guī)模的動機也越強[36],其計算公式為(企業(yè)利潤總額-補貼收入/企業(yè)銷售額)。

資本密集度(capint),相對于勞動密集型企業(yè),資本密集型企業(yè)更注重設備的研發(fā)和投入,企業(yè)成長速度越快,忽略企業(yè)資本密度將會帶來模型估計結果偏差,資本密集度由企業(yè)固定資產年均余額除以企業(yè)就業(yè)人數(shù)的獲得。

市場競爭程度(hhi),市場競爭程度會影響企業(yè)生產率和產品創(chuàng)新[37],進而影響企業(yè)規(guī)模分布。赫芬達爾指數(shù)是衡量市場競爭程度的常用指標[38],該指數(shù)越大表示行業(yè)集中度越高,壟斷程度越大,反之則越小。本研究通過計算企業(yè)市場份額的平方數(shù)獲得此指數(shù),即企業(yè)市場份額=企業(yè)年銷售收入/企業(yè)所在行業(yè)年總銷售收入。

政府補貼(gov),政府補貼會促進企業(yè)研發(fā),降低企業(yè)生產成本,促進企業(yè)成長,進而影響企業(yè)規(guī)模分布。當企業(yè)獲得補貼時,gov=1,否則為0。

企業(yè)融資約束(finres),現(xiàn)實中不同規(guī)模的企業(yè)受到的融資約束存在極大差異,融資約束是導致企業(yè)成長速度產生差異的重要因素之一[39]。本研究使用企業(yè)固定資產率控制企業(yè)融資約束對企業(yè)規(guī)模分布的影響,即企業(yè)固定資產率=企業(yè)固定資產賬面價值/企業(yè)總資產賬面價值。

5.數(shù)據(jù)處理

本研究使用的數(shù)據(jù)主要有CEPII-BACI公布的多國雙邊貿易數(shù)據(jù)、國家統(tǒng)計局公布的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)、中國海關進出口數(shù)據(jù),以及中國企業(yè)專利數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)。為獲得包括進口品技術復雜度、企業(yè)各項特征指標和產品創(chuàng)新的企業(yè)面板數(shù)據(jù),研究對數(shù)據(jù)進行了以下處理:

首先,為獲得包括企業(yè)進口數(shù)據(jù)和規(guī)模分布的企業(yè)微觀數(shù)據(jù),研究以企業(yè)代碼作為識別變量,對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和中國海關進出口數(shù)據(jù)進行匹配。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)是國家統(tǒng)計局對規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的調查數(shù)據(jù),收錄有所有國有企業(yè)及年銷售額在500萬元以上的非國有企業(yè)的財務信息及相關生產信息,時間為1998—2014年;中國海關數(shù)據(jù)提供了HS8位編碼層面中國與200多個國家的雙邊進出口貿易數(shù)據(jù),時間為2000—2014年,因兩個數(shù)據(jù)庫共有時段是2000—2014年,本研究的樣本時間跨度也設定在2000—2014年。

其次,我們依據(jù)CEPII-BACI公布的多國雙邊貿易數(shù)據(jù)計算產品k(一個HS6位編碼)的出口復雜度值prodyk,并將prodyk的計算結果依據(jù)HS6位編碼匹配到中國工業(yè)企業(yè)和中國海關進出口數(shù)據(jù)的合并數(shù)據(jù)中,建立了包括進口品技術復雜度與企業(yè)各項指標的企業(yè)面板數(shù)據(jù)。

最后,對于產品創(chuàng)新指標的度量,本研究除了使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中的新產品產值,穩(wěn)健性檢驗部分還使用了企業(yè)專利總數(shù)指標。研究進一步以企業(yè)編碼為識別變量,將中國企業(yè)專利數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)專利數(shù)據(jù)匹配到上述數(shù)據(jù)合并結果中,最終獲得了包括進口品技術復雜度、企業(yè)各項指標和企業(yè)專利的企業(yè)面板數(shù)據(jù)。

本研究的研究樣本來自中國29個制造業(yè)行業(yè),各年份樣本包括的企業(yè)平均數(shù)為58 766家,總觀測值為3 749 569個。在匹配過程中,上述控制變量2010年數(shù)據(jù)值缺失的,研究采用線性插值法補齊(現(xiàn)有研究的一般做法)。考慮極端值對回歸結果可能造成影響,研究對所有數(shù)據(jù)進行了5%的縮尾處理。此外,研究所有名義變量都以1979年為基期進行價格平減,所使用的價格平減指數(shù)為CPI指數(shù)(1979=100),相關數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局。

(三)描述統(tǒng)計

變量描述統(tǒng)計分析見表1。2000—2014年,我國制造業(yè)29個行業(yè)按照固定資產估計,企業(yè)規(guī)模帕累托分布指數(shù)各年均值從0.28上升到0.37;按照營業(yè)收入估計,該指數(shù)各年均值從0.37上升到0.71。整體樣本均值分別為0.28與0.55(均小于1),表明我國制造業(yè)企業(yè)規(guī)模分布呈趨向均勻的狀態(tài)轉變,但總體處于分布不均勻的狀態(tài),偏離了齊夫定律,這也與方明月、楊其靜等人基于1999—2005年中國工企數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)得出的研究結論一致[26,40]。此期間,我國制造業(yè)企業(yè)進口品技術水平總體提高,從10 018.58美元上升到19 282.99美元,表明我國加入WTO后,進口貿易在引進先進技術、彌補國內技術空缺上發(fā)揮的作用越來越大。29個制造業(yè)行業(yè)進口品技術復雜度均值為16 245.42美元,最大值為35 270.36美元,最小值為4 533.88美元,方差為5 371.65,表明我國制造業(yè)進口品技術復雜度在企業(yè)間的離散程度較大,模型結論較穩(wěn)定。

表1 變量描述統(tǒng)計

圖2直觀地展示了進口品技術復雜度與制造業(yè)企業(yè)規(guī)模分布的關系。由圖2,進口品技術復雜度與制造業(yè)企業(yè)規(guī)模分布呈負相關,進口品技術復雜度的提升抑制企業(yè)規(guī)模的均勻分布。當然,圖2只能反映二者相關關系,不能明確進口品技術復雜度對企業(yè)規(guī)模分布的影響效應和傳導機制,需進一步實證研究。

圖2 2000—2014年進口品技術復雜度與制造業(yè)企業(yè)規(guī)模分布關系散點圖

四、進口品技術對制造業(yè)企業(yè)規(guī)模分布的直接影響效應

(一)基礎回歸結果

基于式(1),研究采用最小二乘法(OLS)估計進口品技術復雜度lnIMS對制造業(yè)企業(yè)規(guī)模分布帕累托分布指數(shù)Pareto的影響效應,估計結果見表2。在估計過程中,研究采取以下方法減少遺漏變量帶來的估計偏誤:首先,加入時間趨勢項控制隨時間變化的因素帶來的影響;其次,加入一系列影響企業(yè)成長的企業(yè)特征因素和行業(yè)特征因素作為控制變量;最后,根據(jù)F檢驗和Hausman檢驗結果確定模型適用的固定效應,并在模型估計過程中控制個體固定效應。

表2 進口品技術復雜度對制造業(yè)企業(yè)規(guī)模分布的直接效應

由表2所列結果,在逐步加入控制變量的過程中,lnIMS的系數(shù)方向始終為負,證明直接效應的負向影響具有穩(wěn)健性。表2列(8)是加入所有控制變量后的回歸結果,進口品技術復雜度的企業(yè)規(guī)模分布指數(shù)彈性系數(shù)為-0.052 2,表明企業(yè)進口品技術復雜度上升一個百分點會帶來行業(yè)企業(yè)規(guī)模分布指數(shù)下降約5.22個百分點,這說明制造業(yè)進口品技術水平的提高對大企業(yè)的成長是有利的,資源進一步向大企業(yè)配置抑制了制造業(yè)企業(yè)規(guī)模均勻分布,不利于中小型企業(yè)成長的市場競爭。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.內生性處理

進口品技術復雜度對不同規(guī)模企業(yè)的成長發(fā)揮非對稱性作用,是影響企業(yè)規(guī)模分布的因素之一。相對于小規(guī)模企業(yè),大規(guī)模企業(yè)資源優(yōu)勢和壟斷地位使其進口高技術水平產品的動機更強烈,雙向因果關系由此產生,導致內生性問題。本研究使用進口品技術復雜度lnIMS一期滯后項作為工具變量進行2SLS回歸來解決模型內生性問題。估計結果表明(見表3),依次加入控制變量后,lnIMS的符號依然為負且系數(shù)估計值變化不大,表明實證明結果具有穩(wěn)健性。

表3 進口品技術復雜度對制造業(yè)企業(yè)規(guī)模分布的直接效應(IV估計)

2.替換指標

企業(yè)規(guī)模分布的測度結果顯示(見表1),使用固定資產測度的29個行業(yè)的企業(yè)規(guī)模帕累托分布指數(shù)(Pareto)均值為0.28,單個行業(yè)規(guī)模分布指數(shù)最小值為0.08,最大值為0.89,各行業(yè)大企業(yè)發(fā)展均優(yōu)于小企業(yè)。使用營業(yè)收入測度的29個行業(yè)的企業(yè)規(guī)模帕累托分布指數(shù)(Pareto)最小值為0.18,最大值1.11,存在單個行業(yè)小企業(yè)發(fā)展狀況優(yōu)于大企業(yè)的情況(Pareto>1),這與固定資產測度的帕累托指數(shù)情況存在一定差異。為避免使用單一指標度量企業(yè)規(guī)模分布的局限性,研究以替換被解釋變量為營業(yè)收入來度量企業(yè)規(guī)模分布指數(shù)Pareto_income,分別使用OLS法和IV法進行了回歸估計,回歸結果見表4。

表4 替換被解釋變量后的企業(yè)規(guī)模分布測度指標回歸結果(OLS和IV估計)

由表4所列結果,lnIMS估計系數(shù)均顯著為負,證明了實證結果的穩(wěn)健性。

(三)異質性分析

標準的OLS法主要關注自變量對因變量條件均值的影響,總體樣本回歸反映了進口品技術復雜度對制造業(yè)企業(yè)整體規(guī)模分布的平均影響效應。我國進口品技術復雜度與企業(yè)規(guī)模分布關系在區(qū)域、行業(yè)、不同所有制企業(yè)上呈現(xiàn)出較大差異,由此帶來的影響效應不同。本研究分別從區(qū)域、行業(yè)、不同所有制三個維度進行了實證,估計結果顯示進口品技術復雜度對企業(yè)規(guī)模分布的影響呈顯著異質性(見表5),具體表現(xiàn)為:進口品技術復雜度的增加促進了東部地區(qū)企業(yè)規(guī)模均勻分布,但會抑制中西部地區(qū)企業(yè)規(guī)模的均勻分布;相較于中部地區(qū),進口品技術復雜度的增加對西部地區(qū)企業(yè)規(guī)模均勻分布的抑制作用更大。造成上述情況的原因在于:我國中西部地區(qū)經(jīng)濟欠發(fā)達,企業(yè)在激烈的市場競爭中進行產品創(chuàng)新研發(fā)的能力和意愿都較低[40],而通過進口技術帶來的競爭效應和學習效應對大企業(yè)創(chuàng)新和全要素生產率提升的促進作用更大,企業(yè)成長更快,最終促使中西部地區(qū)企業(yè)規(guī)模分布不均勻。

表5 進口品技術復雜度對制造業(yè)企業(yè)規(guī)模分布影響的直接效應的異質性分析結果

進口品技術復雜度的提升抑制了勞動密集型和資本密集型企業(yè)規(guī)模均勻分布,但對技術密集型企業(yè)規(guī)模均勻分布有促進作用。究其原因在于:相較于資本和勞動密集型行業(yè)企業(yè),技術密集型行業(yè)企業(yè),尤其是行業(yè)中的大企業(yè)對先進技術的進口依賴性更強,這使得大企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新動力不足,不利于企業(yè)全要素生產率提升和開展產品創(chuàng)新,最終引致技術密集型企業(yè)規(guī)模趨向均勻分布。

研究根據(jù)企業(yè)所有制情況將其劃分為國有企業(yè)、私營企業(yè)、外資企業(yè),以及港澳臺企業(yè)。根據(jù)實證回歸結果,進口品技術復雜度的提升抑制了國有企業(yè)規(guī)模的均勻分布,卻促進了私營企業(yè)和外資企業(yè)、港澳臺企業(yè)規(guī)模的均勻分布。這表明,隨著進口技術水平的提高,資源進一步向國有企業(yè)中的大企業(yè),及外資和民營企業(yè)中的中小規(guī)模企業(yè)集中,促進了上述類型企業(yè)的成長。其中原因可能是:政府給予企業(yè)研發(fā)補貼,可以降低國有企業(yè)融資約束和創(chuàng)新風險,提高企業(yè)的創(chuàng)新意愿[41];國有大企業(yè)較之小企業(yè)獲得研發(fā)補貼的可能性更高,這更有利于國有大企業(yè)的成長,但也抑制了國有企業(yè)規(guī)模均勻分布。對于私營企業(yè)和外資企業(yè)、港澳臺企業(yè)而言,進口品技術復雜程度高所帶來的低生產成本對大企業(yè)來說更具吸引力,企業(yè)更愿意依賴于進口技術而不是開展自我研發(fā)創(chuàng)新,進口技術所帶來的依賴效應在大企業(yè)的成長中發(fā)揮著重要作用,它抑制了企業(yè)的成長,但促進了私營企業(yè)、外資企業(yè)、港澳臺企業(yè)規(guī)模的均勻分布。

五、進口品技術對制造業(yè)企業(yè)規(guī)模分布的影響機制

(一)基礎回歸結果

研究基于模型(2)至模型(4),分別使用OLS方法和IV方法實證研究進口品技術復雜度經(jīng)全要素生產率和產品創(chuàng)新傳導機制對企業(yè)規(guī)模分布的影響效應,回歸結果見表6。其中,表6列(1)至列(4)是進口品技術復雜度對中介變量的回歸結果,表6列(5)至列(6)為總回歸結果。

根據(jù)中介變量判斷準則——因果逐步回歸檢驗法,若計量模型式(1)至式(4)中,直接效應主自變量回歸系數(shù)(α1)、主自變量對中介變量回歸系數(shù)(β1、γ1)、總回歸中自變量和中介變量系數(shù)(δ1、δ2、δ3)都顯著,則判斷其為中介變量。從表3中進口品技術復雜度對企業(yè)規(guī)模分布的回歸系數(shù)α1,表6列(2)進口品技術復雜度對全要素生產率的回歸系數(shù)β1,表6列(4)對產品創(chuàng)新的回歸系數(shù)γ1,表6列(6)企業(yè)規(guī)模分布對進口品技術復雜度的系數(shù)δ1,對企業(yè)全要素生產率的回歸系數(shù)δ2,對產品創(chuàng)新的回歸系數(shù)可以看出,各項回歸系數(shù)滿足上述準則。同時,本研究采用Sobel檢驗和95%置信區(qū)間下的Bootstrap檢驗進一步驗證全要素生產率(TFP)和產品創(chuàng)新(Innov)的中介效應(見表6),兩個變量的Sobel檢驗結果分別為2.74(p=0.00)和3.84(p=0.00),說明二者均在1%水平上存在中介效應,且全要素生產率和企業(yè)創(chuàng)新的Bootstrap置信區(qū)間均不包含0(見表6)。因此,研究認為全要素生產率和企業(yè)創(chuàng)新發(fā)揮了顯著的中介作用。

在表6列(1)至列(4)列,進口品技術復雜度lnIMS的回歸系數(shù)為正,表明進口品技術復雜度對企業(yè)全要素生產率和創(chuàng)新具有正向促進作用。企業(yè)規(guī)模虛擬變量size與lnIMS的回歸系數(shù)反映了進口品技術復雜度對不同規(guī)模企業(yè)的全要素生產率和產品創(chuàng)新具有調節(jié)作用,其回歸系數(shù)值為正,且與企業(yè)規(guī)模正相關,即隨著企業(yè)規(guī)模增加而作用增大,在大企業(yè)最大,中大企業(yè)第二,第三是中等企業(yè),最后是小企業(yè)。此外,這也表明相對于其它規(guī)模企業(yè),進口品技術復雜度使得大企業(yè)全要素生產率和產品創(chuàng)新增長更快;相較于依賴效應,進口技術升級產生的學習效應和競爭效應使大企業(yè)全要素生產率及產品創(chuàng)新增長更快。大企業(yè)更愿意通過進口技術引進促進企業(yè)創(chuàng)新和全要素生產率增長,進而促進企業(yè)成長。

進口技術復雜度經(jīng)企業(yè)全要素生產率和產品創(chuàng)新傳導機制對企業(yè)規(guī)模分布的影響效應反映在β1×δ2和γ1×δ3兩個回歸系數(shù)上,它們均為負說明進口技術復雜度通過這兩個渠道對企業(yè)規(guī)模均勻分布產生了抑制作用。由計量模型式(2)至式(4),進口品技術復雜度通過企業(yè)全要素生產率和產品創(chuàng)新中介變量對企業(yè)規(guī)模分布影響的間接效應占總影響效應的權重分別為β1δ2/α1和γ1δ3/α1,其結果分別為18.96%和24.84%,說明進口技術復雜度提升通過產品創(chuàng)新傳導機制對企業(yè)規(guī)模均勻分布的抑制作用要大于通過全要素生產率帶來的。伴隨進口技術水平的提高,異質性規(guī)模企業(yè)在產品創(chuàng)新上的差異是造成企業(yè)規(guī)模分布不均勻的主要原因,由全要素生產效率造成的差異則是次要因素。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為驗證影響機制結論的穩(wěn)健性,本研究首先將企業(yè)規(guī)模分布指標替換為營業(yè)收入測度的帕累托分布指標;其次,替換兩個中介變量測度指標,借鑒Ackerberg等人方法,研究使用ACF法重新測度企業(yè)全要素生產率[32],記作TFP(acf);參照Hall等人方法,用企業(yè)專利總數(shù)衡量產品創(chuàng)新[43],記作Innov(patent)。

表7系替換上述所有變量后的回歸結果。表7列(1)至列(4)是進口品技術復雜度對中介變量的回歸結果,列(5)至列(8)是總回歸的結果。其中,列(5)、列(6)是使用固定資產測度的企業(yè)規(guī)模分布測度指標總回歸結果,列(7)、列(8)是使用營業(yè)收入測度的企業(yè)規(guī)模分布指標的回歸結果。使用新測度指標后,進口品技術復雜度對全要素生產率和創(chuàng)新仍發(fā)揮促進作用,這種促進作用隨著企業(yè)規(guī)模的增大而增強,即進口品技術復雜度對大企業(yè)全要素生產率和創(chuàng)新增長的促進作用更大,且通過全要素生產率和創(chuàng)新這兩個要素渠道抑制了企業(yè)規(guī)模的均勻分布。

表7 替換企業(yè)規(guī)模分布和中介變量測度指標后的中介效應穩(wěn)健性分析結果

六、結論與對策建議

(一)結論

進口技術水平的提升通過競爭效應、學習效應和依賴效應,引發(fā)企業(yè)因異質性導致的全要素生產率和產品創(chuàng)新提升程度的差異性,它對企業(yè)規(guī)模均勻分布具有抑制和促進的雙重效應。本研究實證中國進口品技術復雜度對制造業(yè)企業(yè)規(guī)模均勻分布的影響效應及其經(jīng)全要素生產率、產品創(chuàng)新發(fā)揮影響作用的傳導機制,研究發(fā)現(xiàn):

1.進口品技術復雜度提高會抑制我國制造業(yè)企業(yè)規(guī)模的整體均勻分布。異質性分析結果表明,這一抑制效應主要體現(xiàn)在對中西部地區(qū)、勞動密集型和資本密集型行業(yè)企業(yè)和國有企業(yè);在東部地區(qū)和技術密集型行業(yè)、私營企業(yè)、外資企業(yè)、港澳臺企業(yè),進口品技術復雜度提高使企業(yè)規(guī)模分布更趨均勻。

2.中介效應實證檢驗發(fā)現(xiàn),抑制制造業(yè)企業(yè)規(guī)模均勻分布的主要原因是:進口品技術復雜度對企業(yè)全要素生產率和產品創(chuàng)新的提升作用隨企業(yè)規(guī)模的增大而增強;相較于全要素生產效率,企業(yè)規(guī)模不斷增大,進口技術水平對企業(yè)產品創(chuàng)新的提升作用更強。

(二)對策建議

在我國進口貿易快速發(fā)展的背景下,推動中小規(guī)模企業(yè)成長,尤其是中西部地區(qū)企業(yè)、勞動和資本密集型行業(yè)企業(yè)、國有企業(yè),是實現(xiàn)進口品技術升級促進我國制造業(yè)企業(yè)規(guī)模均勻分布、優(yōu)化市場競爭環(huán)境的關鍵所在。研究提出以下建議:

增強對中小企業(yè)資本實力、技術優(yōu)勢提升的政策扶持,提高中小企業(yè)全要素生產率和產品創(chuàng)新是促進中小企業(yè)成長的重點。政府可從稅收、補貼、融資等多渠道為中小企業(yè)成長提供資金支持,如降低企業(yè)所得稅、實施科技研發(fā)費稅前扣除等措施降低中小企業(yè)的稅收負擔,鼓勵企業(yè)增加研發(fā)投入和實施技術創(chuàng)新;提高中小企業(yè)創(chuàng)新補貼;采取增加中小企業(yè)融資額度,降低融資成本,設立專門基金或信貸機構,為中小企業(yè)提供風險投資和創(chuàng)新基金等方式多方面降低企業(yè)融資約束,支持企業(yè)開展技術研發(fā)和提升創(chuàng)新能力。

完善中小企業(yè)專利保護政策。完善專利保護有利于保護中小企業(yè)知識產權和創(chuàng)新成果,降低中小企業(yè)研發(fā)風險,增加企業(yè)創(chuàng)新收益,提高企業(yè)技術創(chuàng)新積極性。政府鼓勵中小企業(yè)積極申請專利,應簡化專利申請流程,縮短審批時間,降低專利申請和專利維護成本;加大執(zhí)法力度,嚴厲打擊知識產權侵權行為,保護中小企業(yè)創(chuàng)新成果不受盜版、假冒產品等的侵害;建立有效的爭議解決機制,快速、公正解決專利侵權糾紛,提高中小企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)信心。

加強中小企業(yè)人才培養(yǎng)。加強中小企業(yè)人才培養(yǎng)有利于提升中小企業(yè)技術學習、消化、吸收能力。政府通過建議、指導等方式積極引導中小企業(yè)開展員工培訓和幫助實現(xiàn)技能提升;加強中小企業(yè)與高等院校、科研機構合作,通過設立聯(lián)合研發(fā)項目、科研成果共享機制等方式促進先進知識技術流向中小企業(yè)。