歐盟RoHS指令對中國出口企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響

江 濤，王琪媛

(中國計量大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，浙江 杭州 310018)

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歐盟RoHS指令對中國出口企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響

江 濤，王琪媛

(中國計量大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，浙江 杭州 310018)

基于1999-2007年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)數(shù)據(jù)，研究了歐盟RoHS指令對中國出口企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響.采用歐盟RoHS指令的頒布與實施的虛擬變量，以及出口企業(yè)的TFP描述外國技術(shù)壁壘實施程度和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新程度；運用雙向固定效應(yīng)模型分析歐盟RoHS指令是否對中國出口企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新存在顯著的促進效應(yīng).研究結(jié)果表明，歐盟RoHS指令的頒布和實施都對中國出口企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有顯著的正向效應(yīng)，穩(wěn)健性檢驗和反事實模擬進一步證實了這一結(jié)論.本研究對中國出口企業(yè)應(yīng)對外國技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)拓展了新的“技術(shù)”視角.

技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)；技術(shù)創(chuàng)新；全要素生產(chǎn)率；反事實模擬

歐盟是中國重要的戰(zhàn)略性貿(mào)易伙伴，中國對歐出口自1998年起一直占據(jù)出口總額的16%以上，在2008年甚至達到了20.64%.但自2003年歐盟RoHS指令頒布開始，中國對歐盟的出口便面臨了嚴峻考驗.部分企業(yè)因技術(shù)水平未達到RoHS標(biāo)準(zhǔn)而被迫退出出口市場，而部分企業(yè)則在RoHS指令的倒逼下產(chǎn)生了技術(shù)創(chuàng)新，提升了自身的技術(shù)水平和核心競爭力.針對這一外國技術(shù)壁壘約束下的出口企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新問題的研究，部分學(xué)者從理論層面對技術(shù)壁壘的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)進行研究，發(fā)現(xiàn)技術(shù)壁壘對中國出口貿(mào)易的影響正逐步地從最初消極層面向積極層面轉(zhuǎn)變，技術(shù)壁壘對出口企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新可能存在著一定的促進作用[1];也有學(xué)者從技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)的角度出發(fā),研究了外國技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)與我國技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)的發(fā)展及影響[2-3].但是上述研究大多是從理論層面進行的，缺乏微觀實證層面的有力證據(jù).

關(guān)于技術(shù)壁壘與技術(shù)創(chuàng)新問題的研究需要考慮技術(shù)壁壘和技術(shù)創(chuàng)新的測度方法.在技術(shù)壁壘的測度研究方面，現(xiàn)有文獻分別選擇技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)數(shù)[3]、虛擬變量[4]等方法進行測度.在技術(shù)創(chuàng)新測度研究方面，現(xiàn)有文獻有以企業(yè)研發(fā)加技術(shù)更新投入占企業(yè)銷售額的比重進行衡量[5]，有采用技術(shù)專利、知識產(chǎn)權(quán)等進行測度[6]，有以企業(yè)出口前研發(fā)投入作為代理變量[7]，有以稅收等創(chuàng)新激勵措施角度研究的[8]，還有用企業(yè)全要素生產(chǎn)率(total factor productivity, TFP)作為代理變量[9].其中TFP能更好地反映出口企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新程度，相應(yīng)的測度方法也日趨完善.現(xiàn)有TFP的估計方法有基于索洛殘差的OLS法[8]、面板固定效應(yīng)法[10]、超越對數(shù)函數(shù)[11]為代表的參數(shù)法；以O(shè)P(OLLEY & PAKES)法[12]和LP(LEVINSOHN & PETRIN)法[13]為代表的半?yún)⒎ǎ灰訢EA-M指數(shù)法[14]、數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(data envelope analyse)[15]為代表的非參法.基于索羅殘差的參數(shù)法存在同時性和樣本選擇性偏差，而非參法雖然可以避免模型中假設(shè)的失誤，且對數(shù)據(jù)的要求比較低，卻無法識別模型回歸過程中的隨機因素[16]，因此越來越多的學(xué)者選擇采用半?yún)⒎ü烙嬋厣a(chǎn)率.半?yún)⒎ㄖ械腛P法對研究數(shù)據(jù)的要求較高，基于OP法改進而提出的LP法有效地緩解了OP法導(dǎo)致的內(nèi)生性問題進而得到了學(xué)術(shù)界青睞.

為了從微觀實證層面分析外國技術(shù)壁壘對出口企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，本文擬以1999-2007年中國對歐盟出口的機電企業(yè)生產(chǎn)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分析歐盟RoHS指令對中國出口企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響.相應(yīng)的歐盟RoHS指令變量采用虛擬變量、出口企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新程度采用LP法估計的TFP進行度量.本文的基本結(jié)構(gòu)安排如下：第1部分為數(shù)據(jù)的來源與處理；第2部分是模型的構(gòu)建與分析；第3部分為穩(wěn)健性檢驗；第4部分為反事實模擬；第5部分是結(jié)論與改進.

1 數(shù)據(jù)的來源與處理

本研究涉及數(shù)據(jù)的來源以歐盟RoHS指令涉及產(chǎn)品的海關(guān)HS編碼為出發(fā)點，結(jié)合中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫匹配后獲得的相關(guān)出口企業(yè)數(shù)據(jù)為對象.在對相關(guān)數(shù)據(jù)進行深入回歸分析之前，需要對數(shù)據(jù)進行一系列的篩選、匹配和整理，整理主要涉及以下幾個方面.

首先要確定歐盟代表國和海關(guān)HS編碼，關(guān)于歐盟代表國，雖然到2015年為止歐盟成員國已達28個，但是由于文章的研究時段是1999～2007年，而這期間不斷地有國家加入到歐盟中，為了確保出口對象國的一致性，特選用1999年之前加入的15個國家作為歐盟代表國，包括奧地利、愛爾蘭、比利時、德國、丹麥、法國、芬蘭、荷蘭、盧森堡、葡萄牙、瑞典、希臘、西班牙、意大利和英國.關(guān)于歐盟RoHS指令涉及商品的海關(guān)HS編碼問題，由于RoHS指令不斷地被擴充和完善，文章選用RoHS指令在頒布時涉及的HS編碼，主要包括海關(guān)編碼中的HS84、HS85、HS90、HS91、HS92章和HS9405部分.

在鎖定了歐盟代表國和RoHS指令涵蓋的HS編碼商品之后，再從中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫篩選出受之影響的出口企業(yè)，并將之與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行匹配，可得相應(yīng)研究時段內(nèi)各企業(yè)的生產(chǎn)數(shù)據(jù)，由此構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)便是本文的研究對象.在數(shù)據(jù)匹配過程中，以企業(yè)名為匹配標(biāo)準(zhǔn)，同時采用企業(yè)法人代碼、地址作為檢驗變量以減少部分企業(yè)因更名而產(chǎn)生的偏差.而對于統(tǒng)計期內(nèi)主要指標(biāo)存在缺失值或為負的樣本，則刪除當(dāng)年數(shù)據(jù)以減少因缺失值或錯誤值的存在而產(chǎn)生的誤差.

在測度TFP時，選擇中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的微觀企業(yè)工業(yè)增加值表示企業(yè)總產(chǎn)出，固定資產(chǎn)合計表示企業(yè)資本投入，全部職工表示企業(yè)勞動投入，中間投入合計表示LP方法下的中間品投入.由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的數(shù)據(jù)均以當(dāng)年價格計算，所以分別選擇相應(yīng)的指數(shù)進行平減：工業(yè)總產(chǎn)值和工業(yè)增加值選用工業(yè)品出廠價格分類指數(shù)(2011年后改為工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù))，固定資產(chǎn)合計選用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，中間投入合計選用原材料、燃料、動力購進價格指數(shù)(2011年該為工業(yè)生產(chǎn)者購進價格指數(shù))進行平減，平減指數(shù)取自中國國家統(tǒng)計局國家數(shù)據(jù).

經(jīng)由上述處理，本文選用主要變量的統(tǒng)計特征如表1.其中，tfp為采用LP法估計的企業(yè)TFP，估計的均值為7.62，大于魯曉東和連玉君(2012)得到的6.56的TFP估計均值，出現(xiàn)這一結(jié)果的可能原因在于出口企業(yè)的TFP要顯著的高于非出口企業(yè)[18].

表1 主要變量統(tǒng)計性描述

2 模型的構(gòu)建與分析

考慮到時間和個體對回歸產(chǎn)生參數(shù)估計偏誤，本文選用基于面板數(shù)據(jù)的雙向固定效應(yīng)模型，以tfp為因變量，分別以tfp的各種可能因素作為自變量和控制變量，得到如下基本回歸方程：

tfpit=α0+α1rohs1t+α2rohs2t+α3lnageit+α4exit+α5gyi+α6wzi+ηi+δt+εij.(1)

其中rohs1表示RoHS指令頒布的虛擬變量，在2003年以前為0，2003年及以后為1；rohs2表示RoHS指令實施的虛擬變量，在2006年以前為0，2006年及以后為1；lnage表示企業(yè)的經(jīng)營時長；gy表示國有企業(yè)控制變量，1表示是國有企業(yè)，0表示非國有企業(yè)；wz表示外資企業(yè)控制變量，1表示是外資企業(yè)，0表示非外資企業(yè)；η表示個體的固定效應(yīng)；δ表示時間的固定效應(yīng)；ε表示殘差項.在將自變量加入模型時，按照逐步回歸的方式，可得表2中的六個回歸模型，檢驗個體和時間固定效應(yīng)的F統(tǒng)計量都大于臨界值，即六個模型均存在個體和時間的固定效應(yīng).

模型(1)為只考慮rohs1時，估計系數(shù)在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，表明rohs1對tfp有顯著的正向效應(yīng).將歐盟RoHS指令實施的虛擬變量rohs2納入到回歸方程得到模型(2)，可知rohs1和rohs2的估計系數(shù)都在1%的水平上顯著，然而比較兩者的系數(shù)可知，rohs1的系數(shù)近似等于rohs2系數(shù)的兩倍，表明rohs1較rohs2對tfp有更大的正向效應(yīng).

表2 基于雙向固定效應(yīng)的回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，括號內(nèi)為t統(tǒng)計量.

將企業(yè)經(jīng)營時長lnage和出口產(chǎn)品比ex納入回歸方程可得模型(3)和(4)，回歸發(fā)現(xiàn)企業(yè)的經(jīng)營時長lnage對tfp有著顯著的正向效應(yīng)，經(jīng)營時間越長的企業(yè)傾向于有更高的tfp；出口產(chǎn)品比ex對tfp有著顯著的負向作用，出口產(chǎn)品比高的企業(yè)可能是出口加工型企業(yè)，而這類企業(yè)的生產(chǎn)率普遍低于一般出口企業(yè)[19]；最后，考慮國有企業(yè)控制變量gy和外資企業(yè)控制變量wz可得模型(5)和(6)，結(jié)果顯示兩者系數(shù)的估計結(jié)果均不顯著，國有、外資企業(yè)的性質(zhì)對企業(yè)的全要素生產(chǎn)率沒有顯著的影響.在上述六個回歸方程中，兩類RoHS指令的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)都顯著為正，且估計值相對穩(wěn)定.

3 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗雙向固定效應(yīng)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，文章選用OLS法和面板數(shù)據(jù)的混合最小二乘法進行穩(wěn)健性檢驗.由于歐盟RoHS指令對出口企業(yè)嚴格外生，所以回歸方法普遍適用，實施兩類回歸時依然采用逐步回歸的方式，回歸結(jié)果見表3和表4.

在采用OLS回歸時，與表2相同rohs1、rohs2的估計系數(shù)都在1%的水平上顯著.在逐步加入相應(yīng)的控制變量之后，rohs1、rohs2的估計系數(shù)依然顯著非零，參數(shù)估計存在顯著的穩(wěn)健性.

表3 基于OLS法的回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，括號內(nèi)為t統(tǒng)計量.

表4 基于面板數(shù)據(jù)的混合最小二乘法的回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，括號內(nèi)為t統(tǒng)計量.

在采用面板數(shù)據(jù)的混合最小二乘法回歸時，rohs1、rohs2的估計系數(shù)仍然在1%的水平上顯著，在逐步加入相應(yīng)的控制變量之后，上述兩類變量的估計參數(shù)顯著非零，相應(yīng)的參數(shù)估計值變化穩(wěn)定.

從上述兩類回歸方法的檢驗結(jié)果可以看出，對于主要變量rohs1和rohs2來講，這兩種回歸方法下的參數(shù)估計結(jié)果與雙向固定效應(yīng)回歸結(jié)果基本一致，從而證實雙向固定效應(yīng)法的回歸結(jié)果穩(wěn)健.

4 反事實模擬

為進一步確定歐盟RoHS指令對企業(yè)tfp的影響，參照現(xiàn)有研究采用反事實模擬予以分析[20]，由于考察的是rohs1、rohs2對TFP的影響，因此在回歸中去掉rohs1和rohs2計算企業(yè)的TFP(TFP的潛在估計值)，并與包含rohs1和rohs2時的TFP擬合值比較，兩者的比值與1的差距代表“TFP缺口”指數(shù).選擇表2中模型(4)和模型(5)作為基準(zhǔn)方程進行回歸，回歸結(jié)果見表5.

表5 兩種模型擬合的比值特征

表5中數(shù)據(jù)以2003年為界分為兩部分：第一部分為1999—2002年，在此期間tfp的潛在擬合值和真實擬合值相等，變量rohs1和rohs2的存在與否對tfp的擬合值無影響，這與實際情況相符，因為此間虛擬變量rohs1和rohs2的取值為0.

第二部分為2003—2007年，在此期間兩擬合值比值的均值普遍較小，最大值僅為0.43，表明剔除變量rohs1和rohs2后tfp的回歸擬合值有顯著的變動，也即當(dāng)變量rohs1和rohs2都不存在時，tfp的擬合值有顯著的缺口。而且回歸的標(biāo)準(zhǔn)差也普遍較小，最大值僅為0.28，表明缺口指數(shù)分布均衡，波動較小。這說變量rohs1和rohs2對出口企業(yè)TFP有著顯著的促進作用.

5 結(jié)論與改進

本文通過中國向歐盟15國出口的1999—2007年度企業(yè)層面的數(shù)據(jù)進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)歐盟RoHS指令的頒布和實施都對中國出口企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新起到了顯著的推動作用，而且這一作用與企業(yè)是否為國有企業(yè)無關(guān).企業(yè)的經(jīng)營時長對技術(shù)創(chuàng)新有著顯著的推動作用，經(jīng)營越久的企業(yè)越傾向于有高的技術(shù)水平.企業(yè)的出口產(chǎn)品比在一定程度上阻礙了企業(yè)的技術(shù)進步，出口產(chǎn)品比較高的企業(yè)很可能是出口加工型企業(yè)，因此技術(shù)創(chuàng)新水平偏低.采用OLS法和面板數(shù)據(jù)的混合最小二乘法的回歸發(fā)現(xiàn)，雙向固定效應(yīng)回歸的結(jié)果穩(wěn)健，表明歐盟RoHS指令對中國出口企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的顯著影響不因回歸方法的不同而改變，進一步的反事實模擬也證實了歐盟RoHS指令對中國出口企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的重要作用.

本文的結(jié)論不僅為技術(shù)壁壘實證研究提供了一個嶄新的“技術(shù)”研究視角，也為遭遇外國技術(shù)壁壘的出口企業(yè)尋找有效的應(yīng)對策略提供了一個有效的“技術(shù)”應(yīng)對方法.由于篇幅問題，本文僅以企業(yè)的全要素生產(chǎn)率作為技術(shù)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)進行研究.事實上，如果可以選用其他的衡量指標(biāo)進行研究并予以對比，將更能體現(xiàn)歐盟RoHS指令對中國出口企業(yè)的影響，這也是今后進一步深入研究的課題.

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The impact of EU RoHS directives on the technological innovation of Chinese export enterprises

JIANG Tao, WANG Qiyuan

(College of Economics and Management, China Jiliang University, Hangzhou 310018, China)

Based on the data of Chinese industrial enterprises in 1999-2007 and customs data, the impact of the EU RoHS directives on the technological innovation of China’s export enterprises was studied. The dummy variabless of the EU ROHS directives of the promulgation and implementation and the TFP of export enterprises were used to measure The total factor productivity enterprise’s technological innovation. The influence of EU ROHS directives on the export enterprise’s technological innovation was studied by using a two-way fixed effects analysis model.The results show that the promulgation and implementation of the EU RoHS directives has a significant positive effect on the technological innovation of China’s export enterprises. The robustness of the test and the anti-fact simulation further confirm this conclusion. The study of this paper provides a new perspective of "technology" for Chinese export enterprises to deal with foreign technical standards.

technical standards; technological innovation; total factor productivity; anti-fact simulation

2096-2835(2016)03-0295-06

10.3969/j.issn.2096-2835.2016.03.010

2016-06-27 《中國計量大學(xué)學(xué)報》網(wǎng)址：zgjl.cbpt.cnki.net

國家自然科學(xué)基金資助項目(No.71103167)，浙江省自然科學(xué)基金資助項目(No.LY15G030025)，浙江省標(biāo)準(zhǔn)化與知識產(chǎn)權(quán)管理人文社科重點研究基地和浙江省哲學(xué)社會科學(xué)重點研究基地產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策研究中心資助項目(No.SIPM3101).

江 濤(1977- )，男,浙江省嘉善人，副教授，主要研究方向為國際貿(mào)易與數(shù)量經(jīng)濟學(xué). E-mail:13600541276@163.com

F752.62

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