進(jìn)口關(guān)稅減免、企業(yè)異質(zhì)性與新產(chǎn)品創(chuàng)新——基于中國(guó)企業(yè)層面的分析

孫文娜 毛其淋

（1.河北金融學(xué)院 金融系，河北 保定 071051；2.南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071）

一、引言

自改革開放以來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)取得了舉世矚目的成就，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值以年均近10%的速度快速增長(zhǎng)，從而創(chuàng)造了“中國(guó)奇跡”。然而，學(xué)者們普遍認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)主要依賴于低成本的勞動(dòng)力、巨大的潛在市場(chǎng)，以及大規(guī)模的但未必是高效率的政府投資［1］［2］。在這種粗放型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式下，中國(guó)企業(yè)缺乏核心技術(shù)，處于由跨國(guó)公司主導(dǎo)的全球價(jià)值鏈中的低端環(huán)節(jié)，長(zhǎng)此以往，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)將難以為繼，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的轉(zhuǎn)變迫在眉睫。這就要求未來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要從過去的主要依賴大量要素投入、高儲(chǔ)蓄率和高投資率的“粗放型”模式向主要依靠技術(shù)進(jìn)步、資源有效利用的“集約型”模式轉(zhuǎn)變，而提高企業(yè)自主創(chuàng)新能力是實(shí)現(xiàn)這一戰(zhàn)略轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。

本文旨在研究進(jìn)口關(guān)稅減免對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響。中國(guó)在2001年底正式加入WTO，隨后進(jìn)口關(guān)稅率大幅度下降。具體而言，簡(jiǎn)單平均關(guān)稅率由入世之前的17.4%下降至2007年的9.1%，下降幅度高達(dá)47.7%，可以說在入世之后，中國(guó)進(jìn)入了新一輪快速的進(jìn)口貿(mào)易自由化階段。很自然的我們會(huì)考慮，因入世帶來的進(jìn)口關(guān)稅減免究竟會(huì)對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新行為產(chǎn)生怎樣的影響？從理論上而言，進(jìn)口關(guān)稅減免可以通過多種渠道影響企業(yè)的創(chuàng)新行為：第一，最終品關(guān)稅減免會(huì)使大量的國(guó)外同類產(chǎn)品或相近產(chǎn)品進(jìn)入本國(guó)市場(chǎng)，國(guó)內(nèi)企業(yè)面臨的競(jìng)爭(zhēng)加劇，而激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)會(huì)促使國(guó)內(nèi)企業(yè)為繼續(xù)生存和發(fā)展而進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新［3］［4］。但是也有研究認(rèn)為激烈的進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)會(huì)侵蝕國(guó)內(nèi)企業(yè)的市場(chǎng)份額，進(jìn)而抑制了企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的激勵(lì)［5］［6］。因此，關(guān)于最終品關(guān)稅減免對(duì)中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)有何影響需要作進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。第二，中間品關(guān)稅減免會(huì)直接降低企業(yè)的生產(chǎn)成本［7］，使得企業(yè)有更充裕的資金用于創(chuàng)新活動(dòng)。另外，Klenow 和Rodriguez-Clare發(fā)現(xiàn)，中間品貿(mào)易自由化增加了可獲得的新進(jìn)口品的種類［8］，Goldberg等對(duì)印度的研究也發(fā)現(xiàn)，中間品關(guān)稅減免的確使制造業(yè)企業(yè)進(jìn)口的中間投入種類增加了三分之二［9］，同時(shí)，由于新進(jìn)口的中間投入往往來自更為發(fā)達(dá)的國(guó)家，所以它們比先前的進(jìn)口品具有更高的質(zhì)量［10］。這說明中間品關(guān)稅減免可以使企業(yè)從國(guó)外獲得更多樣化和優(yōu)質(zhì)的中間投入要素，進(jìn)而也可能會(huì)影響企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新活動(dòng)。除此之外，中間品關(guān)稅減免增加了企業(yè)購(gòu)買核心零部件的可能性，有利于企業(yè)獲取更多的核心技術(shù)，即扮演了技術(shù)轉(zhuǎn)讓的角色，這將會(huì)激勵(lì)企業(yè)加大對(duì)吸收和模仿外國(guó)先進(jìn)技術(shù)的研發(fā)投入［11］［12］［13］，顯然也會(huì)進(jìn)一步影響企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新。

實(shí)際上，近年來國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)界也開始逐步關(guān)注貿(mào)易自由化（或進(jìn)口關(guān)稅減免）與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系。Pamukcu利用土耳其1989～1993 年的企業(yè)數(shù)據(jù)，考察了貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策的影響［14］，但該文只是考察了貿(mào)易自由化的進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，忽略了中間品貿(mào)易自由化的影響。Teshima在考察貿(mào)易自由化對(duì)墨西哥企業(yè)創(chuàng)新的影響時(shí)同時(shí)控制了最終品與中間品關(guān)稅［15］，但該文的研究重心仍然放在進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)上，同時(shí)該文尚未考察貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的異質(zhì)性影響，因此該文對(duì)貿(mào)易自由化與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的認(rèn)識(shí)仍然是有限的。國(guó)內(nèi)學(xué)者田巍和余淼杰利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)與海關(guān)貿(mào)易的合并數(shù)據(jù)，專門考察了中間品關(guān)稅減免對(duì)進(jìn)口企業(yè)研發(fā)的影響，發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化顯著提高了企業(yè)的研發(fā)水平［13］。隨后，韓先鋒等還在行業(yè)層面上實(shí)證檢驗(yàn)了貿(mào)易自由化對(duì)研發(fā)創(chuàng)新效率的影響，結(jié)果表明，關(guān)稅減免顯著提升了工業(yè)行業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新效率［16］。比這些文獻(xiàn)更進(jìn)一步的是，本文在異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論框架的基礎(chǔ)上，利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)與關(guān)稅數(shù)據(jù)深入地研究進(jìn)口關(guān)稅減免（包括最終品與中間品）對(duì)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的平均影響效應(yīng)與異質(zhì)性影響。

本文剩余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為研究設(shè)計(jì)；第三部分報(bào)告基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果并進(jìn)行分析；第四部分考察貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的異質(zhì)性影響；最后是本文的結(jié)論。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

本文的目的在于考察進(jìn)口關(guān)稅減免對(duì)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響，首先我們構(gòu)建一個(gè)基于企業(yè)層面的新產(chǎn)品創(chuàng)新決定因素的Probit計(jì)量模型：

其中，下標(biāo)i、j、k和t分別表示企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和年份；被解釋變量NewpiDumijkt為企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的啞變量｛0，1｝，如果企業(yè)的新產(chǎn)品銷售額為正，則NewpiDum 取值為1，否則等于0。和分別表示最終品關(guān)稅減免與中間品關(guān)稅減免，估計(jì)參數(shù)α1和α2分別刻畫最終品貿(mào)易自由化與中間品貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響效應(yīng)。Φ 表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)累積分布函數(shù)；vj、vk和vt分別表示行業(yè)、地區(qū)和年份的特定效應(yīng)，εijkt表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，假設(shè)服從正態(tài)分布εijkt～N（0，σ2）。

此外，我們也對(duì)進(jìn)口關(guān)稅減免是否會(huì)影響企業(yè)創(chuàng)新強(qiáng)度這一問題感興趣。為了得到更可靠的研究結(jié)論，我們采用Heckman兩步法進(jìn)行估計(jì)［20］，其具體思路是：首先對(duì)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新決策模型（1）式進(jìn)行Probit估計(jì)，即考察企業(yè)是否進(jìn)行新產(chǎn)品創(chuàng)新，由此提取逆米爾斯比率（Inverse Mill’s Ratio），然后將該比率作為控制變量納入如下新產(chǎn)品創(chuàng)新強(qiáng)度的決定方程：

在式（2）中，NewpiIntijkt為企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新強(qiáng)度，用新產(chǎn)品銷售額占企業(yè)總銷售額的比重來衡量；Imrijkt為逆米爾斯比率，由第一階段Probit估計(jì)得到，即Imrijkt=φ（·）／Φ（·），其中φ（·）為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)密度函數(shù)，Φ（·）為相應(yīng)的累計(jì)分布函數(shù)，如果在估計(jì)結(jié)果中Imrijkt顯著不為0，則表明存在樣本選擇偏差，此時(shí)采用Heckman兩步法進(jìn)行估計(jì)是有效的。

（二）進(jìn)口關(guān)稅減免指標(biāo)的測(cè)度

為了構(gòu)造進(jìn)口關(guān)稅減免指標(biāo)，首先需要計(jì)算進(jìn)口關(guān)稅率。其中，最終品關(guān)稅率的計(jì)算方法為：

其中j和t分別表示行業(yè)和年份，p表示HS6位碼產(chǎn)品，Indj表示行業(yè)j的產(chǎn)品集合，numpt表示第t年HS6位碼產(chǎn)品p的稅目數(shù)，importtariffpt表示第t年HS6位碼產(chǎn)品p的進(jìn)口關(guān)稅稅率。中間品關(guān)稅的測(cè)算借鑒Amiti和Konings［7］、毛其淋和盛斌的做法［21］，將其定義為：

其中，Θj表示行業(yè)j的投入集合，θwt=Inputwt／∑w∈ΘjInputwt表示要素w 的投入權(quán)重，用投入要素w 的成本占行業(yè)j總投入要素成本的比重來衡量①。接下來，我們采用最終品關(guān)稅與中間品關(guān)稅的一階差分表示進(jìn)口關(guān)稅減免，如前所述，它們可以分別刻畫最終品貿(mào)易自由化與中間品貿(mào)易自由化。

（三）數(shù)據(jù)說明

本文所用的產(chǎn)品層面進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)來自WTO 的Tariff Download Facility數(shù)據(jù)庫(kù)，由于不同年份HS6位碼產(chǎn)品進(jìn)口關(guān)稅數(shù)據(jù)所基于的協(xié)調(diào)編碼版本不一致②，本文根據(jù)聯(lián)合國(guó)統(tǒng)計(jì)司提供的轉(zhuǎn)換表將產(chǎn)品關(guān)稅的統(tǒng)計(jì)口徑統(tǒng)一為HS2002版本。企業(yè)層面數(shù)據(jù)來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，時(shí)間跨度為1999～2007年。本文的主要目的是考察進(jìn)口關(guān)稅減免對(duì)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響，并不涉及資源再配置問題，另外為了避免受企業(yè)進(jìn)入與退出的干擾，我們選取在1999～2007年期間持續(xù)經(jīng)營(yíng)的企業(yè)作為分析樣本。除此之外，我們還對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：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》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(duì)1999～2002年間企業(yè)的行業(yè)代碼進(jìn)行了調(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）刪除新產(chǎn)品銷售額存在缺漏值或負(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）刪除出口交貨值存在缺漏值或負(fù)值的企業(yè)樣本；（4）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)凈值年平均余額以及固定資產(chǎn)中任何一項(xiàng)存在缺漏值、零值或負(fù)值的企業(yè)樣本；（5）刪除企業(yè)銷售額、平均工資存在缺漏值、零值或負(fù)值的企業(yè)樣本；（6）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。

三、基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

表1前4列報(bào)告了企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新決策與創(chuàng)新強(qiáng)度決定因素的Heckman兩階段基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果。從中可以看到，逆米爾斯比率（Imr）的估計(jì)系數(shù)為正并且都通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明在本文的樣本中的確存在選擇性偏差問題，因此這里進(jìn)行Heckman兩階段估計(jì)是合適的。其中，第（1）和第（2）列只考慮最終品關(guān)稅減免），可以看到，最終品關(guān)稅減免的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，這初步表明最終品關(guān)稅減免不僅促進(jìn)了企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新決策，而且還顯著地提高了新產(chǎn)品創(chuàng)新強(qiáng)度。第（3）與第（4）列在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步引入中間品關(guān)稅減免，估計(jì)結(jié)果顯示：最終品關(guān)稅減免的估計(jì)系數(shù)沒有通過常規(guī)水平的顯著性檢驗(yàn)，這說明在控制了中間品貿(mào)易自由化因素之后，最終品關(guān)稅減免引致的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)沒有明顯促進(jìn)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新決策和提高新產(chǎn)品創(chuàng)新強(qiáng)度，反而起到了一定的抑制作用。這使我們有理由質(zhì)疑既有的文獻(xiàn)在回歸時(shí)只考慮最終品關(guān)稅減免情形下所得結(jié)論的準(zhǔn)確性。不論是在新產(chǎn)品創(chuàng)新決策還是新產(chǎn)品創(chuàng)新強(qiáng)度方程中，中間品關(guān)稅減免的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，這表明中間品貿(mào)易自由化顯著地促進(jìn)了企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新決策，并同時(shí)提高了企業(yè)的創(chuàng)新強(qiáng)度。對(duì)其可能的解釋是：一方面，中間品關(guān)稅減免直接降低了企業(yè)中間投入品的進(jìn)口成本與生產(chǎn)成本［7］，使得企業(yè)有更充裕的資金用于開展新產(chǎn)品創(chuàng)新活動(dòng)；另一方面，在中間品關(guān)稅減免之后，企業(yè)有更大的可能性從國(guó)外購(gòu)買高質(zhì)量的核心零部件、獲得先進(jìn)的核心技術(shù)以及更多種類的進(jìn)口中間品［12］［13］，這也有利于企業(yè)進(jìn)行新產(chǎn)品創(chuàng)新。

最后，從控制變量的估計(jì)系數(shù)和顯著性水平來看，絕大多數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果與既有文獻(xiàn)所得的結(jié)論類似，限于篇幅，這里我們只重點(diǎn)分析進(jìn)口關(guān)稅減免與企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新活動(dòng)之間的關(guān)系，而不再細(xì)致地解釋各個(gè)控制變量的回歸結(jié)果。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)：考慮進(jìn)口關(guān)稅減免的內(nèi)生性問題

在本文中，進(jìn)口關(guān)稅減免變量可能存在內(nèi)生性。一方面，進(jìn)口關(guān)稅減免會(huì)影響企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新；另一方面，在企業(yè)創(chuàng)新能力不足進(jìn)而競(jìng)爭(zhēng)能力較差的行業(yè)中，企業(yè)可能更有動(dòng)力游說政府來尋求政策保護(hù)，以減少來自國(guó)外同類產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)，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，或者通過游說政府來降低本行業(yè)中間品的關(guān)稅率，以達(dá)到節(jié)約生產(chǎn)成本進(jìn)而提高其市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的目的，即雙向因果關(guān)系可能會(huì)導(dǎo)致進(jìn)口關(guān)稅減免變量存在內(nèi)生性。為了得到更為可靠的估計(jì)結(jié)果，我們需要對(duì)進(jìn)口關(guān)稅減免的內(nèi)生性問題加以控制。

這里借鑒Gaston和Trefler［22］、Beaulieu的做法［23］，分兩個(gè)步驟來構(gòu)造進(jìn)口關(guān)稅減免的工具變量。其中，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)稅擬合值；第二步，與Beaulieu類似［23］，本文對(duì)所有行業(yè)使用“共同的關(guān)稅率減讓規(guī)則”，根據(jù)中國(guó)入世協(xié)定書承諾的關(guān)稅水平計(jì)算出各年關(guān)稅減免的變化率，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最終品關(guān)稅擬合值以及2001年之前的實(shí)際值構(gòu)成。中間品關(guān)稅的工具變量根據(jù)計(jì)算得到，其中Gj表示行業(yè)j的投入集合，αg表示要素g的投入權(quán)重。最后，我們將一階差分項(xiàng)分別作為的工具變量。

表1 全樣本估計(jì)結(jié)果

基于工具變量的Heckman兩步法③的估計(jì)結(jié)果報(bào)告在表1最后兩列。從中可以看出，在新產(chǎn)品創(chuàng)新決策模型中，最終品關(guān)稅減免的估計(jì)系數(shù)為正但不顯著，中間品關(guān)稅減免的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，并且其絕對(duì)值與普通Probit估計(jì)結(jié)果相比有一定的提升，這再次表明最終品關(guān)稅減免引致的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新決策沒有影響，而中間品關(guān)稅減免引致的成本節(jié)約及多樣化優(yōu)質(zhì)要素獲得效應(yīng)顯著地促進(jìn)了企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新決策。此外在創(chuàng)新強(qiáng)度模型中，最終品關(guān)稅減免的估計(jì)系數(shù)為負(fù)但沒有通過顯著性檢驗(yàn)，而中間品關(guān)稅減免的估計(jì)系數(shù)為負(fù)并通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明最終品關(guān)稅減免對(duì)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新強(qiáng)度沒有明顯的影響，但中間品關(guān)稅減免顯著地提高了企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新強(qiáng)度。另外，我們還通過多種統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)所選工具變量的合理性：首先，我們采用Kleibergen and 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(shí)別不足”的原假設(shè)。其次，Kleibergen and 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。最后，Anderson and Rubin的Wald檢驗(yàn)以及Stock and Wright的S統(tǒng)計(jì)量都在5%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。由此可以判斷，本文所構(gòu)造的工具變量具有一定的合理性。由上述分析可知，本文的基本結(jié)論在進(jìn)一步處理進(jìn)口關(guān)稅減免的內(nèi)生性問題之后依然穩(wěn)健。

四、進(jìn)口關(guān)稅減免對(duì)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的異質(zhì)性影響

前文的分析是將不同特征的企業(yè)樣本混合在一起進(jìn)行回歸，得到的是進(jìn)口關(guān)稅減免對(duì)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新影響的平均效應(yīng)，而并未對(duì)不同特征企業(yè)的影響加以甄別。然而，目前企業(yè)的異質(zhì)性特征越來越引起人們的重視，即使是在同一個(gè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部，企業(yè)在生產(chǎn)率、規(guī)模等方面均存在顯著的差異。那么隨之而來的一個(gè)問題便是，進(jìn)口關(guān)稅減免對(duì)不同特征企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響具有差異性嗎？對(duì)這一問題的深入研究顯然有助于進(jìn)一步理解進(jìn)口關(guān)稅減免對(duì)中國(guó)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響機(jī)制。

下面我們借鑒Bustos的做法［24］，構(gòu)建（5）式來考察進(jìn)口關(guān)稅減免對(duì)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的異質(zhì)性影響效應(yīng)④：

其中，X 為待考察的企業(yè)異質(zhì)性特征變量（包括企業(yè)生產(chǎn)率TFP、企業(yè)規(guī)模lnSE、融資約束FC）；qr=1，2，3，4表示企業(yè)特征按照從小到大排序的4分位數(shù)⑤，相應(yīng)地，Xijkt＿qr表示企業(yè)特征虛擬變量，當(dāng)企業(yè)i的X 特征變量屬于第qr分位數(shù)時(shí)取值為1，否則為0。

（一）企業(yè)生產(chǎn)率的異質(zhì)性

表2第（1）和第（2）列考察了進(jìn)口關(guān)稅減免對(duì)不同生產(chǎn)率企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的影響。為了避免因引入過多交叉項(xiàng)而產(chǎn)生的多重共線性問題，在第（1）和第（2）列中分別引入最終品關(guān)稅減免、中間品關(guān)稅減免與企業(yè)生產(chǎn)率4分位數(shù)虛擬變量的交叉項(xiàng)（下同）。估計(jì)結(jié)果顯示：最終品關(guān)稅減免與企業(yè)生產(chǎn)率第1分位數(shù)虛擬變量的交叉項(xiàng)（ΔτOj＊TFP＿q1）的估計(jì)系數(shù)為正并通過5%水平的顯著性檢驗(yàn)，這說明最終品關(guān)稅減免引致的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)最低生產(chǎn)率企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生了顯著的抑制作用；最終品關(guān)稅減免與企業(yè)生產(chǎn)率第2及第3分位數(shù)虛擬變量的交叉項(xiàng)（即ΔτOj＊TFP＿q2和ΔτOj＊TFP＿q3）的估計(jì)系數(shù)為正但不具有顯著性，意味著最終品貿(mào)易自由化對(duì)中等生產(chǎn)率企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)沒有明顯的影響；最終品關(guān)稅減免與企業(yè)生產(chǎn)率第4分位數(shù)虛擬變量的交叉項(xiàng)（ΔτOj＊TFP＿q4）的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，這說明最終品關(guān)稅減免引致的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)顯著地促進(jìn)了最高生產(chǎn)率企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)。由此可見，盡管最終品貿(mào)易自由化在總體上對(duì)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響不顯著，但它對(duì)高生產(chǎn)率企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)具有明顯的促進(jìn)作用。從表2第（2）列可以看到，中間品關(guān)稅減免與企業(yè)生產(chǎn)率第1分位數(shù)虛擬變量的交叉項(xiàng)（ΔτIj＊TFP＿q1）的估計(jì)系數(shù)為負(fù)且在15%水平上顯著，說明中間品貿(mào)易自由化對(duì)最低生產(chǎn)率企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新只有微弱的促進(jìn)作用；中間品關(guān)稅減免與企業(yè)生產(chǎn)率第2分位數(shù)虛擬變量的交叉項(xiàng)（ΔτIj＊TFP＿q2）的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明中間品關(guān)稅減免引致的成本節(jié)約及多樣化優(yōu)質(zhì)要素獲得效應(yīng)顯著地提高了中低生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)行新產(chǎn)品創(chuàng)新的概率。此外，沒有證據(jù)表明中間品關(guān)稅減免對(duì)中高生產(chǎn)率和最高生產(chǎn)率企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生明顯的影響。之所以存在這種差異，其原因可能在于企業(yè)是否進(jìn)行創(chuàng)新需要跨越一定的門檻條件［24］，盡管最低生產(chǎn)率企業(yè)可以從中間品關(guān)稅減免中實(shí)現(xiàn)成本節(jié)約以及獲得多樣化的優(yōu)質(zhì)要素，但它在貿(mào)易自由化之后仍然難以跨越創(chuàng)新所需的門檻條件，另外與此相反的是，高生產(chǎn)率企業(yè)可能在貿(mào)易自由化之前就已經(jīng)跨越了創(chuàng)新門檻，這樣就不難理解為何中間品關(guān)稅減免對(duì)這些企業(yè)的創(chuàng)新決策沒有明顯的影響。

（二）企業(yè)規(guī)模的異質(zhì)性

表2第（3）和第（4）列給出了進(jìn)口關(guān)稅減免對(duì)不同規(guī)模企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新影響的估計(jì)結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，最終品關(guān)稅減免與企業(yè)規(guī)模4分位數(shù)虛擬變量的交叉項(xiàng)均未能通過常規(guī)水平的顯著性檢驗(yàn)，這說明最終品貿(mào)易自由化對(duì)不同規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)都沒有明顯的影響。接下來我們分析中間品關(guān)稅減免對(duì)不同規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新的異質(zhì)性影響（表2第（4）列）。在4個(gè)交叉項(xiàng)中，只有ΔτIj＊lnSE＿q4的估計(jì)系數(shù)為正且沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明中間品貿(mào)易自由化對(duì)最大規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)沒有明顯的影響。其可能的原因在于，最大規(guī)模企業(yè)本身擁有豐富的資本、人力資源及其他要素資源，進(jìn)而可能在貿(mào)易自由化之前就已經(jīng)跨越創(chuàng)新門檻。除此之外，其余3個(gè)交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)并都通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，這表明中間品關(guān)稅減免引致的成本節(jié)約及多樣化優(yōu)質(zhì)要素獲得效應(yīng)顯著地促進(jìn)了中低規(guī)模企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新決策。

表2 進(jìn)口關(guān)稅減免對(duì)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的異質(zhì)性影響

（三）企業(yè)融資約束的異質(zhì)性

企業(yè)融資約束的異質(zhì)性得到較多研究的關(guān)注［25］［26］［27］，表2第（5）列和第（6）列考察了進(jìn)口關(guān)稅減免對(duì)不同融資約束企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的影響。從第（5）列的估計(jì)結(jié)果可以看出，最終品關(guān)稅減免與企業(yè)融資約束4分位數(shù)虛擬變量的交叉項(xiàng)都沒有通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明最終品貿(mào)易自由化對(duì)不同融資約束企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)均沒有顯著影響，這與總體樣本的估計(jì)結(jié)果類似。從第（6）列的估計(jì)結(jié)果可以看出，中間品貿(mào)易自由化對(duì)不同程度融資約束企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新具有顯著的異質(zhì)性影響：中間品關(guān)稅減免對(duì)較高融資約束企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)具有顯著的促進(jìn)作用，但對(duì)最低融資約束企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)沒有明顯的影響。其實(shí)也不難理解這一發(fā)現(xiàn)，因?yàn)槿谫Y約束程度最低的企業(yè)在中間品貿(mào)易自由化之前就有可能通過多種融資渠道獲得用于開展創(chuàng)新活動(dòng)的資金，而與此不同的是，融資約束程度較高的企業(yè)難以有效地獲得所需的資金和相關(guān)要素資源，進(jìn)而也就無法跨越創(chuàng)新門檻，但中間品關(guān)稅減免引致的成本節(jié)約及多樣化優(yōu)質(zhì)要素獲得效應(yīng)可以在一定程度上緩解這些企業(yè)所面臨的融資約束和其他方面的資源約束，結(jié)果顯著提高了這類企業(yè)進(jìn)行新產(chǎn)品創(chuàng)新的可能性。

五、結(jié)論

本文以中國(guó)2001年加入WTO 為背景，利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)與關(guān)稅數(shù)據(jù)研究了進(jìn)口關(guān)稅減免對(duì)中國(guó)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的微觀效應(yīng)，主要得到以下研究結(jié)論：第一，中間品關(guān)稅減免引致的成本及種類效應(yīng)不僅可以顯著促進(jìn)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新決策，而且也提高了企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新強(qiáng)度，但最終品關(guān)稅減免引致的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響不明顯。這一結(jié)論在有效克服進(jìn)口關(guān)稅減免的內(nèi)生性問題之后依然穩(wěn)健。第二，進(jìn)口關(guān)稅減免對(duì)不同特征企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)具有顯著的異質(zhì)性影響。在企業(yè)生產(chǎn)率方面，最終品關(guān)稅減免顯著抑制了最低生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)行新產(chǎn)品創(chuàng)新的概率，但對(duì)最高生產(chǎn)率企業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用；中間品關(guān)稅減免顯著提高了中低生產(chǎn)率企業(yè)進(jìn)行新產(chǎn)品創(chuàng)新的概率，但對(duì)中高生產(chǎn)率和最高生產(chǎn)率企業(yè)沒有明顯的影響。在企業(yè)規(guī)模方面，中間品關(guān)稅減免顯著促進(jìn)了中低規(guī)模企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新決策，但對(duì)最大規(guī)模企業(yè)沒有明顯的影響。在企業(yè)融資約束方面，中間品關(guān)稅減免對(duì)較高融資約束企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)具有顯著的促進(jìn)作用，但對(duì)最低融資約束企業(yè)沒有明顯的影響。

盡管目前有不少文獻(xiàn)考察了中國(guó)企業(yè)的創(chuàng)新問題，但鮮有文獻(xiàn)專門從進(jìn)口關(guān)稅減免的角度對(duì)此進(jìn)行深入地探討。本文在一定程度上豐富了貿(mào)易自由化與企業(yè)創(chuàng)新的研究文獻(xiàn)，為從外部貿(mào)易政策變化的視角來理解中國(guó)制造業(yè)企業(yè)近年來的創(chuàng)新活動(dòng)提供了可能的解釋。同時(shí)本文研究還具有重要的政策含義。進(jìn)口關(guān)稅減免在總體上促進(jìn)了我國(guó)制造業(yè)企業(yè)進(jìn)行新產(chǎn)品創(chuàng)新，因此應(yīng)該進(jìn)一步加快推進(jìn)貿(mào)易自由化進(jìn)程，近期我國(guó)中央政府陸續(xù)在上海、廣東、天津和福建建立自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)就是重要的舉措。本文研究的另一個(gè)重要發(fā)現(xiàn)是，進(jìn)口關(guān)稅減免對(duì)不同特征企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新具有顯著的異質(zhì)性影響，這提醒我們，在進(jìn)口貿(mào)易自由化的大環(huán)境中，我國(guó)企業(yè)還應(yīng)該不斷提高生產(chǎn)率水平和擴(kuò)大自身規(guī)模，由此才能更好地利用進(jìn)口關(guān)稅減免來提高自身的新產(chǎn)品創(chuàng)新能力。

注釋：

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)分別使用了1997年、2002年和2007年的中國(guó)投入產(chǎn)出表，計(jì)算結(jié)果非常相似。

②1998～2001年的產(chǎn)品關(guān)稅采用HS1996 年版本，2002～2006 年、2007～2008 年的產(chǎn)品關(guān)稅則分別采用HS2002 年版本和HS2007年版本。

③其中第一步采用IV-Probit方法對(duì)創(chuàng)新決策模型進(jìn)行估計(jì)，在此基礎(chǔ)上構(gòu)造逆米爾斯比率，第二步采用工具變量?jī)呻A段最小二乘法（2SLS）對(duì)創(chuàng)新強(qiáng)度模型進(jìn)行估計(jì)。

④限于篇幅，這里我們只考察貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策的異質(zhì)性影響。

⑤這里我們以企業(yè)特征變量的樣本平均值為基礎(chǔ)將企業(yè)劃分為四個(gè)等份，此外，我們還嘗試以企業(yè)特征變量的初始年份值為基礎(chǔ)對(duì)企業(yè)進(jìn)行分組，所得的估計(jì)結(jié)果與前者十分類似。

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