貿(mào)易自由化與異質(zhì)性企業(yè)生產(chǎn)效率變動：來自中國制造業(yè)的微觀證據(jù)

毛其淋

一、引 言

改革30多年來，中國在對外貿(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，超過同一時期世界貿(mào)易6%的平均增長速度，并且已取代德國成為世界上最大的出口國，進(jìn)口貿(mào)易也穩(wěn)居世界第二位。為了適應(yīng)市場經(jīng)濟(jì)體制改革和加入世界貿(mào)易組織（WTO），中國也施行了以削減關(guān)稅為主要內(nèi)容的貿(mào)易政策改革，隨著成功加入WTO，中國的貿(mào)易自由化進(jìn)程也被不斷推進(jìn)［1］。另一方面，中國的全要素生產(chǎn)率在過去二十年保持了年均4%的持續(xù)增長［2］，李玉紅［3］等也發(fā)現(xiàn)2000年以來中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率呈現(xiàn)增長趨勢，盡管增速有所減緩，但也每年平均增長2．5%。那么貿(mào)易自由化對中國制造業(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)率是決定一國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的重要源泉，也是企業(yè)在國際市場上是否具有競爭力的基礎(chǔ)［4］，因此對這一問題的研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

在國際經(jīng)濟(jì)學(xué)界，已有不少學(xué)者探討了貿(mào)易自由化對生產(chǎn)率的影響。Tybout和 Westbrook［5］較早地研究了貿(mào)易自由化對墨西哥制造業(yè)行業(yè)生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化通過競爭效應(yīng)提高了行業(yè)生產(chǎn)率。Head和Ries［6］使用加拿大230個制造業(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。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］對巴西、Amiti和 Konings［11］對印度尼西亞的研究不僅使用最終品關(guān)稅來衡量貿(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］對墨西哥、Topalova［13］對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)易自由化對中國制造業(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，而中國于2001年底加入WTO，并在隨后進(jìn)行了大范圍的關(guān)稅減讓，因此短樣本也許不能全面地反映貿(mào)易自由化與企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系，尤其是無法刻畫加入WTO以來二者之間的關(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)易政策變動對企業(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，為了能夠精確地測算制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率，我們結(jié)合中國加入WTO以及實(shí)施西部大開發(fā)的實(shí)際對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題。其次，本文不僅測算了最終品關(guān)稅，還在此基礎(chǔ)上結(jié)合中國的投入-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)易自由化的競爭效應(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)易自由化對中國企業(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)生的偏差問題。第四，本文進(jìn)一步采用Olley-Pakes方法對生產(chǎn)率進(jìn)行分解，揭示了企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)率改進(jìn)和市場份額重置效應(yīng)的相對重要性，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

考慮到中國自20世紀(jì)90年代以來為了適應(yīng)市場經(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)稅壁壘已處于一個很低的水平上，可以推測，非關(guān)稅壁壘的變化對貿(mào)易自由化的影響不會很大。因此，本文主要從關(guān)稅率的角度來刻畫貿(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）來刻畫貿(mào)易自由化。中間品關(guān)稅的測算借鑒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)重可能隨時間變化，在計(jì)算1998—1999年、2000—2004年以及2005—2007年三個時間段的投入權(quán)重時分別使用1997年、2002年和2007年的中國投入產(chǎn)出表，得到的估計(jì)結(jié)果非常類似，限于篇幅，本文沒有給予報(bào)告，感興趣的讀者可向作者索取。。

（二）企業(yè)全要素生產(chǎn)率的測度

為了克服傳統(tǒng)OLS方法測算企業(yè)生產(chǎn)率時所可能產(chǎn)生的同步偏差和選擇性偏差問題，本文采用Olley和 Pakes［17］的半?yún)?shù)法（簡稱 OP法）進(jìn)行估計(jì)，同時為了穩(wěn)健起見，本文也使用 Levinsohn和Petrin［18］方法（簡稱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)率沖擊時的可調(diào)整要素投入②限于篇幅，這里沒有給出兩種方法測算企業(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，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題，直接使用傳統(tǒng)的OLS方法估計(jì)全要素生產(chǎn)率將會出現(xiàn)明顯的低估。同時我們注意到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接下來分析如果沒有特別說明，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

（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。一個隨之而來問題便是，貿(mào)易自由化是如何影響企業(yè)生產(chǎn)率？接下來我們就貿(mào)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響機(jī)制進(jìn)行簡要分析，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)稅下降的一個直接后果就是吸引大量的國外同類產(chǎn)品涌入本國，導(dǎo)致國內(nèi)市場競爭加劇。面對激烈的市場競爭，國內(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)口競爭與生產(chǎn)率的關(guān)系，認(rèn)為來自國外的競爭會提高國內(nèi)企業(yè)面臨的需求彈性，市場勢力削弱而且企業(yè)的平均成本曲線出現(xiàn)下移，因此企業(yè)生產(chǎn)率得到了提升。Levinsohn［20］提出了“進(jìn)口作為一種市場原則”假說（Import-as-Market-Discipline Hypothesis），認(rèn)為激烈的國際競爭會使國內(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。此外，Lawrence和Weinstein［21］對日本的研究也發(fā)現(xiàn)了進(jìn)口競爭促進(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)品對某個企業(yè)而言是競爭型產(chǎn)品，而對其它企業(yè)來說則可能是中間投入品［11］，因此，進(jìn)口關(guān)稅減讓會降低企業(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時的機(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)從國外獲得更多高質(zhì)量且多樣化的中間投入，Goldberg等［22］對印度的研究發(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)口的中間投入種類增加了2／3，新進(jìn)口的中間投入通常來自更為發(fā)達(dá)的國家，而且比先前的進(jìn)口品具有更高的單位價值或質(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%，而中間品種類的增加貢獻(xiàn)了其中的 2／3；此外，Kasahara和 Rodrigue［25］對智利、Parsons和 Nguyen［26］對日本的研究也都發(fā)現(xiàn)了中間品種類的增加會改善企業(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)了資源重置對生產(chǎn)率的作用，認(rèn)為貿(mào)易自由化會迫使無效率的企業(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)易自由化通過對資源進(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］對中國的研究發(fā)現(xiàn)，如果資本和勞動力得到更有效的再配置，那么中國制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率將獲得額外30%～50%的增長。Harrison等［29］考察了在資源重置效應(yīng)對印度制造業(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，而市場份額再配置的貢獻(xiàn)相對較小，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，因此從這個角度來看，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，分別用來刻畫最終品貿(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），用來衡量企業(yè)市場集中度，其計(jì)算式為herfindahljt＝，其中 saleit表示企業(yè) i在t年的銷售額，saleit表示行業(yè)j在t年的總銷售額，Sit表示企業(yè)i在t年的市場占有率如果該指數(shù)越大則表明企業(yè)市場集中程度越大，即壟斷性越高，若該指數(shù)越小則意味著企業(yè)的市場競爭程度越強(qiáng)。（2）企業(yè)退出啞變量（eχit），來控制企業(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，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）用來考察企業(yè)規(guī)模對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，我們根據(jù)企業(yè)銷售額的三分位數(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個類別，當(dāng)企業(yè)i屬于中型企業(yè)時，medium取值為1，否則為0；類似地，當(dāng)企業(yè)i屬于大型企業(yè)時，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)開業(yè)年份的差來衡量企業(yè)年齡。（6）國有企業(yè)啞變量（soes）和外資企業(yè)啞變量（foreign）用于控制所有權(quán)屬性對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。由于長期受計(jì)劃體制庇護(hù)，國有企業(yè)總體上缺乏技術(shù)學(xué)習(xí)和創(chuàng)新的沖動，同時在其有限的技術(shù)活動中效率低下［30］，因此其生產(chǎn)率也通常較低；相對而言，外資企業(yè)脫胎于良好的市場體制而且自身具有相對更高的技術(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)銷售額的比值取對數(shù)表示，用來考察政府對企業(yè)的扶持政策可能對生產(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)的比值取對數(shù)來衡量，如果該值越大則表明企業(yè)面臨的融資約束問題越小。

（二）內(nèi)生性問題及其處理

在已有文獻(xiàn)中，貿(mào)易自由化的內(nèi)生性問題已引起學(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)，可能會通過游說政府以尋求政策保護(hù)，從而迫使政府在有關(guān)國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?001年12月加入WTO，并且隨后進(jìn)行了大幅度的關(guān)稅削減，因此以這段時期作為考察對象更具說服力。此外，我們也將中國入世以后的任一年份作為分析對象以及把1999和2000年視為基期，回歸結(jié)果基本一致，限于篇幅，在此沒有給予報(bào)告。年之間的變化幅度作為因變量，對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)銷售產(chǎn)值、就業(yè)規(guī)模、出口導(dǎo)向比以及資本勞動比。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)越傾向于通過游說政府尋求更多的關(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太大，這與貿(mào)易政治保護(hù)理論的觀點(diǎn)也是相符的?；貧w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)生性問題，本文借鑒Gaston和Trefler［33］、Beaulieu［34］的思路，采用以下程序來構(gòu)造工具變量：第一步，以2001年的最終品關(guān)稅為因變量，對1998-2000年期間的行業(yè)產(chǎn)出增長率、工資變化率、進(jìn)口變化率、就業(yè)增長率、利潤變化率和銷售額變化率等行業(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］類似，本文對所有行業(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組是中國規(guī)模以上企業(yè)層面數(shù)據(jù)，時間跨度為1998—2007年，來源于國家統(tǒng)計(jì)局的工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。其中，產(chǎn)品關(guān)稅數(shù)據(jù)有兩個來源，1998—2000年、2001—2007年分別來自世界銀行和WTO網(wǎng)站。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計(jì)對象涵蓋了全部國有和規(guī)模以上（主營業(yè)務(wù)收入超過500萬元）非國有企業(yè)。由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫缺失2004年“工業(yè)增加值”數(shù)據(jù)，我們根據(jù)以下會計(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，我們還對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：第一，中國在2002年頒布了新的《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》并于2003年開始正式實(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)上存在缺漏值或錯誤記錄，我們對數(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需要說明的是，這里是以O(shè)P法測算的企業(yè)生產(chǎn)率為基礎(chǔ)進(jìn)行估計(jì)，另外我們還以LP法測算的企業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)行回歸，得到的結(jié)果也較為類似。限于篇幅，這里沒有報(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)上引入各個控制變量，第（6）列則是完整的回歸結(jié)果。通過比較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，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)稅將會高估最終品關(guān)稅減讓引致的競爭效應(yīng)對提高企業(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)對企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用大于競爭效應(yīng)。而既有的研究貿(mào)易自由化與中國企業(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)稅減讓引致的競爭效應(yīng)對出口企業(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)稅減讓對這兩類企業(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。但中國的出口貿(mào)易具有顯著的加工貿(mào)易特征①根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)摘要2009》，在中國的出口貿(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)易常見的方式包括進(jìn)料加工、來料加工、裝配業(yè)務(wù)和協(xié)作生產(chǎn)，其中來料加工是由國外一方提供原料、輔料和包裝材料，國內(nèi)加工企業(yè)無需支付關(guān)稅。，因此中間品關(guān)稅減讓對出口企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用也就相對較小。此外，我們還發(fā)現(xiàn)，在兩類子樣本中，中間品關(guān)稅估計(jì)系數(shù)的絕對值都顯著地大于最終品關(guān)稅，這再次說明了中間品關(guān)稅減讓引致的成本節(jié)約與優(yōu)質(zhì)要素獲得效應(yīng)對企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用大于競爭效應(yīng)。

2．貿(mào)易自由化對加工企業(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)也大都處于勞動密集型而且技術(shù)含量較低的水平上，這類企業(yè)主要利用廉價的中國勞動力資源為國外產(chǎn)品“貼牌”生產(chǎn)并用于出口。為了更全面地評估貿(mào)易自由化對中國制造業(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)庫中并未提供一個企業(yè)是否從事加工貿(mào)易的信息，也就無法直接地區(qū)分這類企業(yè)，但基于加工企業(yè)一般會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)銷售產(chǎn)值的比值來表示。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，我們分別以出口密集度等于0．8和0．5作為臨界點(diǎn)來區(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)稅減讓對加工企業(yè)的生產(chǎn)成本幾乎沒有影響，而非加工企業(yè)則能夠從中間品關(guān)稅減讓中實(shí)現(xiàn)相對較大幅度的成本節(jié)約，因此，中間品關(guān)稅減讓對非加工企業(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)易自由化對本土企業(yè)與外資企業(yè)生產(chǎn)率的影響

考慮到中國的企業(yè)具有不同的所有權(quán)類型，其中外資企業(yè)享有其它類型企業(yè)所不具有的超國民待遇，那么貿(mào)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率的作用是否會受企業(yè)所有權(quán)的影響？為了回答這一問題，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)包括民營企業(yè)和國有企業(yè)，而外資企業(yè)包括港澳臺商投資企業(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%?？梢姡就疗髽I(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，對這一現(xiàn)象的經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋是，相對于本土企業(yè)而言，外資企業(yè)有更為廣闊的原材料來源，既可以從中國市場購買，也可以從母公司處獲得，多元化的原材料來源能夠?qū)崿F(xiàn)成本的節(jié)約，而同時母公司也往往會提供更高質(zhì)量的要素投入，在這種情況下，中間品關(guān)稅減讓所帶來的生產(chǎn)成本節(jié)約和優(yōu)質(zhì)要素獲得對外資企業(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。測算結(jié)果顯示，貿(mào)易自由化對企業(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（實(shí)際貢獻(xiàn)度為9．98%）。從出口企業(yè)與非出口企業(yè)的分樣本來看，貿(mào)易自由化對非出口企業(yè)生產(chǎn)率的實(shí)際貢獻(xiàn)度相對更高（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)的分樣本來看，最終品關(guān)稅減讓對兩類企業(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)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用主要通過中間品關(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)稅引致的競爭效應(yīng)對企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用則相對較小?？梢?，既有的單獨(dú)從最終品關(guān)稅減讓的角度來分析貿(mào)易自由化與中國企業(yè)生產(chǎn)率的研究顯然是有缺陷的，即會嚴(yán)重低估貿(mào)易自由化對企業(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

（一）生產(chǎn)率的分解

上文從不同角度考察了貿(mào)易自由化對企業(yè)層面生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，接下來我們將進(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中的市場份額來衡量，sjt表示行業(yè)j內(nèi)所有企業(yè)的平均市場份額；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)率與市場份額的協(xié)方差，簡記為tfpRELjt，它衡量了市場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份額，此時資源配置效果較好，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，而且變動步調(diào)高度一致，盡管OP協(xié)方差項(xiàng)在期間有所波動，但總體上也呈現(xiàn)出上升的趨勢，這說明近些年來制造業(yè)行業(yè)資源配置效率有所改善。此外，從分解項(xiàng)的大小和變動幅度來看，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)率的上升主要來自企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)率的改善，而市場份額重置效應(yīng)的貢獻(xiàn)相對較小。圖4進(jìn)一步刻畫了二分位制造業(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)是對這一命題進(jìn)行驗(yàn)證。借鑒Harrison等［29］的做法，對每一個地區(qū)-行業(yè)對計(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。接下來構(gòu)建以下計(jì)量模型考察貿(mào)易自由化對各個分解項(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，并且各個模型都控制了行業(yè)效應(yīng)νj、地區(qū)效應(yīng)νk以及時間效應(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，我們同時對OP法和LP法測算的生產(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)要素獲得對行業(yè)總體生產(chǎn)率的促進(jìn)作用大于競爭效應(yīng)，這與前文考察貿(mào)易自由化與企業(yè)生產(chǎn)率關(guān)系時得到的結(jié)論是類似的。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，說明最終品關(guān)稅減讓引致的競爭效應(yīng)并未有效地將市場份額從低效率的“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。。可見，貿(mào)易自由化在總體上對再配置效應(yīng)生產(chǎn)率的影響十分微弱，這與Harrison等［29］對印度的研究發(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)，說明市場競爭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)，但沒有通過顯著性檢驗(yàn)，這就再次表明了市場競爭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)易自由化與中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率動態(tài)演進(jìn)之間的關(guān)系。我們不僅測算了最終品關(guān)稅，還在此基礎(chǔ)上結(jié)合中國的投入-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)易自由化的競爭效應(yīng)和成本節(jié)約以及優(yōu)質(zhì)要素獲得效應(yīng)對企業(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)易自由化對中國企業(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)稅減讓引致的競爭效應(yīng)更大；（2）貿(mào)易自由化對非出口企業(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)率的上升主要來自企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)率的改善，而市場份額重置效應(yīng)的貢獻(xiàn)相對較小，進(jìn)一步的估計(jì)發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易自由化對資源重置效率的凈影響也較為微弱。

本文為理解中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的動態(tài)演進(jìn)提供了一個新的視角和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。此外，中國在2001年底加入WTO，其中的一個典型影響就是實(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價中國入世的經(jīng)濟(jì)效果提供了一個有益的判別視角。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)庫中沒有提供一個企業(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)。這些都是未來需要進(jìn)一步研究的方向。

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