全球價(jià)值鏈背景下中間品進(jìn)口對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

李 平， 郭娟娟

全球價(jià)值鏈背景下中間品進(jìn)口對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

李 平1， 郭娟娟2

（1. 山東理工大學(xué) 商學(xué)院，山東 淄博 255012； 2. 南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071）

近年來，我國依靠加工貿(mào)易模式參與全球價(jià)值鏈分工體系的程度日益深化，中國企業(yè)的中間品進(jìn)口行為不斷增加。為考察近年來進(jìn)口中間品的成效，文章選取2000-2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關(guān)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)庫合并數(shù)據(jù)，基于不同出口強(qiáng)度企業(yè)視角，使用普通最小二乘（OLS）、廣義矩估計(jì)（GMM）等方法對企業(yè)中間品進(jìn)口對其全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行考察，并采用傾向評分匹配法（PSM）和倍差法（DID）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。多種檢驗(yàn)結(jié)果表明：內(nèi)銷企業(yè)和出口企業(yè)進(jìn)口中間品對全要素生產(chǎn)率均具有促進(jìn)作用，且該效應(yīng)在內(nèi)銷企業(yè)較為顯著；將出口企業(yè)細(xì)分為一般出口企業(yè)和純出口企業(yè)，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口中間品對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用依內(nèi)銷企業(yè)、一般出口企業(yè)和純出口企業(yè)遞減。其中出口企業(yè)中加工貿(mào)易類型企業(yè)占比較大是導(dǎo)致上述結(jié)論產(chǎn)生的主要原因；進(jìn)一步地，異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，進(jìn)口中間品對技術(shù)吸收能力強(qiáng)、從發(fā)達(dá)國家進(jìn)口以及外資企業(yè)的生產(chǎn)率促進(jìn)效應(yīng)更明顯。文章為客觀評估中國企業(yè)進(jìn)口中間品成效提供了新視角，同時(shí)也為現(xiàn)階段“促進(jìn)口”戰(zhàn)略調(diào)整及未來“促進(jìn)口”戰(zhàn)略實(shí)施提供了有益的政策啟示。

全球價(jià)值鏈背景；中間品進(jìn)口；全要素生產(chǎn)率

一、 引 言

以李嘉圖模型為基礎(chǔ)的比較優(yōu)勢理論假設(shè)一種產(chǎn)品的完整生產(chǎn)環(huán)節(jié)在一國內(nèi)部，國家參與國際分工的方式只涉及最終產(chǎn)品之間的相互交換，國際貿(mào)易是企業(yè)參與國際活動的主要方式。20世紀(jì)90年代以來，國際分工格局出現(xiàn)重大轉(zhuǎn)型，傳統(tǒng)的產(chǎn)業(yè)間分工逐步演變?yōu)楫a(chǎn)業(yè)內(nèi)分工，進(jìn)而延展細(xì)化為不同工序、增加值環(huán)節(jié)之間的分解，全球價(jià)值鏈模式成為一國參與國際分工的新形勢（Mattoo等，2013；Baldwin和Lopez-Gonzalez，2015）。多個(gè)國家嵌入特定產(chǎn)品的生產(chǎn)鏈條，形成一個(gè)以價(jià)值鏈為紐帶的國際垂直專業(yè)化生產(chǎn)體系（Hummel等，2001）。在這一分工體系下，任何國家的比較優(yōu)勢均可以被利用，傳統(tǒng)比較優(yōu)勢由靜態(tài)轉(zhuǎn)變?yōu)閯討B(tài)（唐東波，2012）。全球價(jià)值鏈分工體系引致的動態(tài)比較優(yōu)勢，為我國進(jìn)行國際貿(mào)易提供了新的動力，近年來我國對外貿(mào)易呈現(xiàn)“爆炸式”增長，加工貿(mào)易隨即成為我國企業(yè)參與全球價(jià)值鏈分工體系的主要方式，其過程涉及大量的中間品進(jìn)口與出口行為。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2001–2014年間，我國進(jìn)口中間品金額以年均19.75%的速度增長，2014年當(dāng)年我國進(jìn)口中間品占全球進(jìn)口中間品的比重高達(dá)15.05%，而這一比值在1995年僅有3.69%；與之相對應(yīng)的出口額則以年均20.21%的增幅穩(wěn)步攀升，即表明我國企業(yè)參與全球價(jià)值鏈分工體系的程度日益深化。而我國中間品進(jìn)口企業(yè)主要分為兩類：其一，為滿足國內(nèi)消費(fèi)者需求，對進(jìn)口的中間品進(jìn)行加工生產(chǎn)之后在國內(nèi)銷售的內(nèi)銷企業(yè)；其二，作為“世界工廠”，將中間品進(jìn)行加工生產(chǎn)之后出口到母國或第三國的出口企業(yè)。那么針對以上情況，我國企業(yè)以進(jìn)口中間品參與全球價(jià)值鏈模式能否獲益？該效應(yīng)因中間品進(jìn)口企業(yè)類型有何差異？這是政府、社會及學(xué)術(shù)界均非常關(guān)注的問題。全要素生產(chǎn)率是企業(yè)競爭力所在，事關(guān)企業(yè)的長期生存發(fā)展，因此，企業(yè)生產(chǎn)率是否提升遂成為評判進(jìn)口中間品是否獲益的重要依據(jù)。對于以上問題的回答不僅為客觀評估企業(yè)進(jìn)口中間品成效提供了一個(gè)全新的視角，同時(shí)也為現(xiàn)階段“促進(jìn)口”戰(zhàn)略調(diào)整及未來“促進(jìn)口”戰(zhàn)略實(shí)施提供了有益的政策啟示。

在國際經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，不少文獻(xiàn)考察了中間品進(jìn)口的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，尤其是進(jìn)口中間品與企業(yè)生產(chǎn)率關(guān)系的研究（Baldwin，2005），然而大部分文章主要聚焦于對國外問題的探討。Amiti和Konings（2007）認(rèn)為，印度尼西亞企業(yè)進(jìn)口中間品對全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用。Sharma（2014）對印度企業(yè)的研究也得到了類似的結(jié)論。與之不同，Beveren（2012）對哥倫比亞企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)中間品進(jìn)口對企業(yè)生產(chǎn)率的影響具有條件性，只有來自先進(jìn)國家的中間品才有助于出口企業(yè)生產(chǎn)率的提升。另一部分學(xué)者則著重考察進(jìn)口中間品對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響途徑和機(jī)制，主要?dú)w納為以下三個(gè)方面：首先是學(xué)習(xí)效應(yīng)（Romer，1990；Mendoza，2010），即進(jìn)口中間投入品中內(nèi)涵來源國的先進(jìn)技術(shù)，進(jìn)口企業(yè)通過學(xué)習(xí)其中的新技術(shù)來提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率；其次是水平效應(yīng)（Grossman和Helpman，1991；Halpern等，2015），即通過進(jìn)口獲得更多種類的中間投入品，豐富了進(jìn)口國中間品類型，進(jìn)而帶動企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升；最后是價(jià)格效應(yīng)（Goldberg等，2010），即國外中間品可以對本國中間品產(chǎn)生競爭效應(yīng)，相對價(jià)格的變動會影響企業(yè)的生產(chǎn)成本和生產(chǎn)率水平。

受出口導(dǎo)向型發(fā)展戰(zhàn)略的長期影響，國內(nèi)學(xué)者更多地將研究重點(diǎn)聚焦于出口與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)研究上（張杰等，2009；李春頂，2010；戴覓等，2014），忽略了進(jìn)口貿(mào)易的重要作用。自2008年金融危機(jī)以來，我國政府愈加認(rèn)識到過度依賴外需經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式的脆弱性，隨即改變對外貿(mào)易政策，重新審視進(jìn)口在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用。葉靈莉和趙林海（2008）發(fā)現(xiàn)無論從進(jìn)口貿(mào)易總量還是從進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)角度考慮，進(jìn)口均可以對我國技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生促進(jìn)作用。李平和姜麗（2015）考察了進(jìn)口中間投入品對我國技術(shù)創(chuàng)新的影響，結(jié)果顯示，進(jìn)口中間投入品對我國技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的正向影響。楚明欽和丁平（2013）同時(shí)分析了中間品進(jìn)口和資本品進(jìn)口與中國全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，結(jié)果表明，中間品進(jìn)口對我國全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用，而資本品進(jìn)口對全要素生產(chǎn)率具有負(fù)向抑制作用。進(jìn)一步地，高凌云和王洛林（2010）指出進(jìn)口貿(mào)易可以通過競爭效應(yīng)提高工業(yè)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平，但加工貿(mào)易的存在導(dǎo)致進(jìn)口對工業(yè)行業(yè)具有負(fù)向技術(shù)溢出效應(yīng)。錢學(xué)鋒等（2011）利用BACI數(shù)據(jù)考察了進(jìn)口貿(mào)易對中國制造業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果顯示，上游行業(yè)和下游行業(yè)進(jìn)口種類的變動對全要素生產(chǎn)率具有異質(zhì)性影響，但進(jìn)口對企業(yè)生產(chǎn)率的作用方向和程度取決于進(jìn)口來源國和行業(yè)技術(shù)水平。

隨著近年來微觀數(shù)據(jù)可獲得性提高，國內(nèi)學(xué)者逐漸從企業(yè)層面關(guān)注中國中間品進(jìn)口問題。田巍和余淼杰（2013）研究了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)出口強(qiáng)度的影響，發(fā)現(xiàn)中間品關(guān)稅較低時(shí)，企業(yè)更傾向于擴(kuò)展出口而非內(nèi)銷，且隨著中間品貿(mào)易自由化程度加深，企業(yè)生產(chǎn)率提升幅度也逐漸增加（盛斌和毛其淋，2015）。陳勇兵等（2012）考察了進(jìn)口對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)企業(yè)進(jìn)口國外產(chǎn)品可以促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提高約8個(gè)百分點(diǎn)。但由于其未控制內(nèi)生性問題，因此無法排除生產(chǎn)率高的企業(yè)進(jìn)口較多的現(xiàn)象。張杰等（2015）發(fā)現(xiàn)，進(jìn)口中間品和資本品與企業(yè)生產(chǎn)率之間均存在正向關(guān)系，且后者影響更為明顯。雖然近幾年關(guān)于進(jìn)口與生產(chǎn)率關(guān)系的文獻(xiàn)不斷豐富，但中間品貿(mào)易的理論尚未完善。若忽視進(jìn)口中間品和出口行為之間的密切關(guān)系，則會錯(cuò)誤地得出進(jìn)口中間品對企業(yè)生產(chǎn)率具有正向影響的結(jié)論（Turco和Maggioni，2013；Conti等，2014）。

針對已有研究存在的問題，本文可能存在的貢獻(xiàn)在于：（1）在研究視角方面，已有文獻(xiàn)大多只考察中間品進(jìn)口與生產(chǎn)率的因果效應(yīng)，忽略了出口行為在其中的作用。由于特殊的加工貿(mào)易模式，致使中國企業(yè)進(jìn)口中間品和出口行為之間密切相關(guān)。相對無貿(mào)易企業(yè)而言，雙向貿(mào)易企業(yè)存在生產(chǎn)率溢價(jià)現(xiàn)象，進(jìn)口對企業(yè)生產(chǎn)率溢價(jià)的影響可能會因?yàn)槲纯紤]出口活動而被高估?；诖耍疚膹牟煌隹趶?qiáng)度企業(yè)視角出發(fā)，對比分析中間品進(jìn)口對內(nèi)銷企業(yè)、一般出口企業(yè)和純出口企業(yè)的異質(zhì)性影響，不僅豐富了中間品進(jìn)口與企業(yè)生產(chǎn)率關(guān)系的研究，而且對于“促進(jìn)口”戰(zhàn)略的實(shí)施以及出口企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級具有政策指導(dǎo)意義。（2）在研究方法上，本文使用普通最小二乘（OLS）、廣義矩估計(jì)（GMM）等方法考察了企業(yè)進(jìn)口中間品對其全要素生產(chǎn)率的影響，并采用傾向得分匹配（PSM）和倍差法（DID）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，有利于消除不隨時(shí)間變化的不可觀測因素導(dǎo)致的內(nèi)生性問題和中間品進(jìn)口企業(yè)與非中間品進(jìn)口企業(yè)不可觀測的共同趨勢問題，從而確保實(shí)證結(jié)論的可靠性。

二、 數(shù)據(jù)來源與處理說明

本文使用兩套統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。第一套數(shù)據(jù)取自國家統(tǒng)計(jì)局2000–2006年的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)調(diào)查。此調(diào)查涵蓋中國所有國有企業(yè)以及“規(guī)模以上”（即企業(yè)總產(chǎn)值超過500萬元）非國有企業(yè)。參照Feenstra等（2011）的做法，刪除符合以下任何一項(xiàng)條件的觀測值：（1）工業(yè)銷售額、營業(yè)收入、就業(yè)人數(shù)、固定資產(chǎn)總額、出口額、中間投入品總額中任意一項(xiàng)為負(fù)值或者缺??；（2）出口交貨值超過工業(yè)銷售總額；（3）流動資產(chǎn)超過總資產(chǎn)；（4）總固定資產(chǎn)超過總資產(chǎn)；（5）固定資產(chǎn)凈值高于總資產(chǎn)；（6）1949年之前成立的企業(yè)；（7）沒有識別編號的企業(yè)；（8）成立時(shí)間無效的企業(yè)。第二套數(shù)據(jù)來自于中國海關(guān)總署產(chǎn)品層面交易的數(shù)據(jù)，本文參照國際通用的BEC標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品分類編碼篩選中間品①BEC代碼為“111”、“121”、“21”、“22”、“31”、“322”、“42”、“53”八類，屬于中間產(chǎn)品。，并且各類BEC代碼表示多類中間品HS代碼②每類BEC編碼對應(yīng)的HS編碼。。由于海關(guān)數(shù)據(jù)庫的進(jìn)口產(chǎn)品代碼為HS碼，因而需要將BEC碼和HS96編碼③目前HS編碼有HS1992、HS1996、HS2002、HS2007等幾個(gè)版本。因本文數(shù)據(jù)含有2001年和2003年的數(shù)據(jù)，為避免編碼調(diào)整出現(xiàn)的問題，本文采用H96編碼與BEC編碼進(jìn)行匹配。結(jié)合起來，從進(jìn)口產(chǎn)品中挑選出中間品。

考慮到本文的重點(diǎn)是考察中間品進(jìn)口對異質(zhì)性企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，因而需要將上述可用于計(jì)算企業(yè)生產(chǎn)率的數(shù)據(jù)與含有中間品進(jìn)口信息的產(chǎn)品層面數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配合并?；谝延形墨I(xiàn)的做法，本文采用兩種方式合并兩套數(shù)據(jù)，首先根據(jù)企業(yè)名稱和法人代碼進(jìn)行匹配，若企業(yè)在同一年的兩套數(shù)據(jù)庫中具有相同的名稱與法人代碼，則兩企業(yè)屬于同一個(gè)企業(yè)；另外，根據(jù)企業(yè)郵政編碼和最后7位的電話號碼進(jìn)行匹配，由于每一個(gè)郵政地區(qū)中，企業(yè)的電話號碼都不相同，因此本文采用電話號碼后7位作為企業(yè)認(rèn)證的近似表達(dá)。為盡量保證匹配樣本中包括更多的企業(yè)，只要企業(yè)可以通過以上任何一種方法成功匹配，就將其納入觀測樣本中。

三、 計(jì)量模型構(gòu)建及指標(biāo)說明

（一）計(jì)量模型的構(gòu)建

本文選取2000–2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關(guān)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)庫合并數(shù)據(jù)，基于不同出口強(qiáng)度①出口強(qiáng)度：使用企業(yè)出口交貨值與總銷售額的比值表示。若企業(yè)出口強(qiáng)度等于0，則為內(nèi)銷企業(yè)（Firm1），否則為出口企業(yè)（Firm2）；進(jìn)一步地，若出口強(qiáng)度大于0小于1，則為一般出口企業(yè)（Firm21）；出口強(qiáng)度等于1則為純出口企業(yè)（Firm22）。企業(yè)視角，使用普通最小二乘（OLS）、廣義矩估計(jì)（GMM）等方法對企業(yè)進(jìn)口中間品對其全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行考察，并采用傾向評分匹配法（PSM）和倍差法（DID）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。假定企業(yè)生產(chǎn)率的決定因素取決于以下基本理論模型：

其中，i、j、k、t代表企業(yè)、行業(yè)（2分位碼）、省份與年份。γj、γk、γt分別表示與行業(yè)、省份、年份相關(guān)的未觀察到的固定效應(yīng)因素，εijkt為隨機(jī)擾動項(xiàng)。TFP為企業(yè)全要素生產(chǎn)率，Inter為中間品進(jìn)口額，α表示進(jìn)口中間品對企業(yè)生產(chǎn)率的平均效應(yīng)。

（二）指標(biāo)度量

1. 全要素生產(chǎn)率（TFP）。索洛余值法測度微觀企業(yè)TFP會導(dǎo)致相互決定偏差所引起的內(nèi)生性問題和樣本選擇偏差問題，Olley-Pakes法（以下簡稱OP法）及Levinsohn-Petrin法（以下簡稱LP法）能夠很好地克服上述問題。且LP方法能夠很好地解決OP方法中“零投資”的現(xiàn)象引起樣本階段的問題（呂越等，2015），因此，本文選擇LP法測得的企業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)行后文的實(shí)證檢驗(yàn)，并使用OP法測得的企業(yè)生產(chǎn)率作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)②由于篇幅有限，本文未給出企業(yè)生產(chǎn)率測算的具體步驟，感興趣的讀者可向作者索取。。具體操作參照毛其淋和盛斌（2013）、許家云等（2015）的處理步驟。

2. 中間品進(jìn)口額（Inter）。參照張翊等（2015）對進(jìn)口額的處理方法，本文按照2000–2006年人民幣兌美元年度匯率均值將中間品進(jìn)口額換算成人民幣計(jì)價(jià)金額，再利用各地區(qū)工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)將其平減為以2000年為基期的可比價(jià)數(shù)額的對數(shù)值。

3. 其他控制變量。參考已有文獻(xiàn)，本文選取以下影響企業(yè)生產(chǎn)率的控制變量（X（n）），具體包括企業(yè)規(guī)模（size），用從業(yè)人員數(shù)取對數(shù)衡量；企業(yè)年齡（age），用當(dāng)年年份與企業(yè)開業(yè)年份之差取對數(shù)衡量；企業(yè)利潤（profit），用企業(yè)利潤與企業(yè)銷售額的比值表示；出口強(qiáng)度（expshare），用企業(yè)出口交貨值與銷售額的比值表示；企業(yè)現(xiàn)金流（cashflow），用稅后利潤與當(dāng)年折舊之和除以企業(yè)總資產(chǎn)衡量；所有制結(jié)構(gòu)（state），采用國有實(shí)收資本占總實(shí)收資本的比重衡量；赫芬達(dá)爾指數(shù)（herfind），用來反映企業(yè)競爭程度，采用2位碼行業(yè)中企業(yè)市場占有率的平方和的對數(shù)值表示；政府補(bǔ)貼的虛擬變量（subsidy）。表1為相關(guān)變量的統(tǒng)計(jì)性描述。

表1 相關(guān)變量的統(tǒng)計(jì)性描述

四、 估計(jì)結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文首先使用普通最小二乘（OLS）法對模型（1）進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表2第（1）列和第（2）列。進(jìn)口中間品與內(nèi)銷企業(yè)及出口企業(yè)生產(chǎn)率之間均存在顯著且穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系，這初步表明進(jìn)口中間品能夠促進(jìn)中國企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。然而，盡管在模型中納入了行業(yè)、地區(qū)以及年份等固定效應(yīng)用以吸收行業(yè)、地區(qū)以及年份等相關(guān)變量，控制遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題（張國峰等，2016），但仍然不可排除企業(yè)全要素生產(chǎn)率對中間品進(jìn)口由于反向作用而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題?；诖?，本文使用廣義矩估計(jì)（GMM）方法進(jìn)行回歸①兩階段最小二乘（2SLS）同樣可以用來降低互為因果的內(nèi)生性問題的影響；然而如果存在異方差，GMM比2SLS更有效率（陳強(qiáng)，2014），因而本文使用GMM回歸以求得到更為有效的結(jié)論。，并參考包群等（2013）的做法，選擇中間品進(jìn)口的滯后項(xiàng)作為工具變量，以降低企業(yè)生產(chǎn)率與中間品進(jìn)口之間潛在的互為因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。結(jié)果報(bào)告于表2第（3）列、第（4）列、第（5）列。

表2 基準(zhǔn)回歸檢驗(yàn)結(jié)果

表2第（4）列為LP方法測度全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，其中，內(nèi)銷企業(yè)進(jìn)口中間品對全要素生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)為0.113 4，出口企業(yè)進(jìn)口中間品對全要素生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)為0.093 4，兩者均通過了1%顯著性水平的檢驗(yàn)，這表明在解決全要素生產(chǎn)率與中間品進(jìn)口內(nèi)生因果關(guān)系后，中間品進(jìn)口對內(nèi)銷企業(yè)、出口企業(yè)全要素生產(chǎn)率仍具有正向促進(jìn)作用，且進(jìn)口中間品對內(nèi)銷企業(yè)的促進(jìn)作用更為明顯。進(jìn)一步使用OP方法測度的TFP作為被解釋變量重新進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健。其原因?yàn)椋簝?nèi)銷企業(yè)進(jìn)口中間品以“學(xué)習(xí)效應(yīng)”為主，能夠較大程度地消化吸收中間品中內(nèi)涵的技術(shù)，從而對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用較大。

為考察不同出口強(qiáng)度企業(yè)進(jìn)口中間品對生產(chǎn)率的差異性影響，本文進(jìn)一步將出口企業(yè)細(xì)分為一般出口企業(yè)和純出口企業(yè)，并采用廣義矩估計(jì)（GMM）法對模型（1）重新進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，結(jié)果報(bào)告于表2第（6）列、第（7）列、第（8）列。第（7）列結(jié)果顯示，進(jìn)口中間品對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用大小依內(nèi)銷企業(yè)、一般出口企業(yè)和純出口企業(yè)遞減。其中，一般出口企業(yè)進(jìn)口中間品對全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.098 9，通過了1%顯著性水平的檢驗(yàn)；純出口企業(yè)進(jìn)口中間品對全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)為0.011 8，在5%顯著性水平上顯著。其主要原因是純出口企業(yè)中加工貿(mào)易類型企業(yè)占比較大，加工貿(mào)易模式更削弱了企業(yè)的“進(jìn)口學(xué)習(xí)效應(yīng)”和自主創(chuàng)新能力，從而使得中間品進(jìn)口對純出口企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用最小。

觀察各控制變量，出口強(qiáng)度的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，即出口強(qiáng)度對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有抑制作用。一方面，我國企業(yè)通過中間品進(jìn)口的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”可能要大于出口的“學(xué)習(xí)效應(yīng)”；另一方面，中間品進(jìn)口帶來的各種溢出效應(yīng)，一定程度上幫助出口企業(yè)獲得了生產(chǎn)效率優(yōu)勢，從而增強(qiáng)了企業(yè)出口決策中“自我選擇”的生產(chǎn)效率能力。此外，企業(yè)規(guī)模、企業(yè)利潤、政府補(bǔ)貼以及企業(yè)現(xiàn)金流與企業(yè)生產(chǎn)率之間均存在顯著為正的關(guān)系，即對企業(yè)生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用；企業(yè)年齡的影響系數(shù)為負(fù)，說明企業(yè)年齡越長，其生產(chǎn)率水平越低。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)：PSM-DID

為保證以上結(jié)論的穩(wěn)健性和可靠性，本文在該部分進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為解決中間品進(jìn)口與企業(yè)生產(chǎn)率之間逆向關(guān)系所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，最佳的方法是通過比較中間品進(jìn)口企業(yè)在實(shí)行與不實(shí)行中間品進(jìn)口時(shí)全要素生產(chǎn)率之間的差異，進(jìn)而揭示中間品進(jìn)口對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。由于我們無法觀測中間品進(jìn)口企業(yè)在沒有進(jìn)口中間品情況下是否對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。因此，本文借鑒Heckman等（1997）提出的傾向得分匹配法（PSM）進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，進(jìn)而確定進(jìn)口中間品對企業(yè)生產(chǎn)率的平均處理效應(yīng)：

根據(jù)既有的經(jīng)驗(yàn)研究，本文選取的匹配變量Xit-1主要包括：勞動生產(chǎn)率（lprod），用從業(yè)人數(shù)與工業(yè)總產(chǎn)值比值的對數(shù)值衡量，其中工業(yè)總產(chǎn)值用以2000年為基期的工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減；企業(yè)融資約束（finance），采用利息支出與固定資產(chǎn)的比值表示；政府補(bǔ)貼（govsubsidy），本文使用補(bǔ)貼收入表示；實(shí)際有效匯率（rxh），本文借鑒田朔等（2015）的研究，計(jì)算公式如下：。其中，ekt為人民幣與k國貨幣在時(shí)間t的名義匯率，采用間接標(biāo)價(jià)法衡量匯率水平；ek0是基期匯率，選擇2000年為基期；PCHt和Pkt分別表示中國與k國的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（2000年=100）；wikt為企業(yè)i與國家k的貿(mào)易份額。

參照Smith和Todd（2005），本文通過計(jì)算匹配后進(jìn)口中間品的企業(yè)與非進(jìn)口中間品的企業(yè)基于各變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差進(jìn)行匹配平衡檢驗(yàn)，標(biāo)準(zhǔn)偏差為：

其中，dui=1為進(jìn)口中間品的企業(yè)，dui=0為非進(jìn)口中間品的企業(yè)①借鑒包群等（2011），將樣本期間有連續(xù)進(jìn)口中間品行為的企業(yè)視為中間品進(jìn)口企業(yè)并將其作為處理組，將樣本期間始終沒有進(jìn)口中間品的行為視為對照組。，X為匹配變量。當(dāng)匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差絕對值小于20%時(shí)匹配效果較好（Rosenbaun和Rubin，1985）。由表3可知，本文傾向評分估計(jì)可靠。

表3 匹配變量平衡檢驗(yàn)結(jié)果

表4 馬氏距離配對法估計(jì)結(jié)果

根據(jù)PSM方法的基本思路，表4報(bào)告了馬氏距離配對法處理中間品進(jìn)口對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的平均處理效應(yīng)。其結(jié)果顯示，無論是內(nèi)銷企業(yè)還是出口企業(yè)，進(jìn)口中間品對全要素生產(chǎn)率均具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。進(jìn)一步地，將出口企業(yè)細(xì)分為一般出口企業(yè)和純出口企業(yè)，發(fā)現(xiàn)中間品進(jìn)口對一般出口企業(yè)生產(chǎn)率的ATT值為0.347 8，而對純出口企業(yè)生產(chǎn)率的ATT值為0.082 8，即進(jìn)口中間品對內(nèi)銷企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用最大，其次是一般出口企業(yè)，對純出口企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用最小。

進(jìn)一步在配對之后的樣本數(shù)據(jù)中使用倍差法（DID）估計(jì)因果效應(yīng)。倍差法能夠處理諸如中間品進(jìn)口企業(yè)與非中間品進(jìn)口企業(yè)不可觀測的共同趨勢問題，通過差分消除非時(shí)變的不可觀測因素對配對結(jié)果的干擾，進(jìn)而提高估計(jì)效率?；诖?，設(shè)定DID方法的基準(zhǔn)回歸模型如下：

其中，i和t表示企業(yè)和年份，dui=1表示企業(yè)i為中間品進(jìn)口企業(yè)，dui=0表示企業(yè)i為非中間品進(jìn)口企業(yè)；dt=0表示企業(yè)開始進(jìn)口中間品前的時(shí)期，dt=1為企業(yè)開始進(jìn)口中間品后的時(shí)期。x和ε分別為影響全要素生產(chǎn)率的控制變量和擾動項(xiàng)。如表5所示，其回歸結(jié)果穩(wěn)健。

根據(jù)新新貿(mào)易理論，出口企業(yè)的生產(chǎn)率大于非出口企業(yè)的生產(chǎn)率。但上述實(shí)證結(jié)果顯示，進(jìn)口中間品對內(nèi)銷企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用大于對出口企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。為解釋該現(xiàn)象，本文進(jìn)一步將出口企業(yè)按照貿(mào)易類型劃分為加工貿(mào)易出口企業(yè)（Firm23）和非加工貿(mào)易出口企業(yè)（Firm24），結(jié)果見表6。表6結(jié)果顯示，進(jìn)口中間品對加工貿(mào)易出口企業(yè)的生產(chǎn)率促進(jìn)作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于非加工貿(mào)易出口企業(yè)，即說明加工貿(mào)易是導(dǎo)致出口企業(yè)生產(chǎn)率效應(yīng)小于內(nèi)銷企業(yè)生產(chǎn)率的重要原因。統(tǒng)計(jì)本文所用數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)我國加工貿(mào)易出口企業(yè)進(jìn)口中間品金額幾乎是非加工貿(mào)易出口企業(yè)進(jìn)口中間品金額的2倍，占出口企業(yè)進(jìn)口中間品金額高達(dá)65%，這種以代工模式為主的出口方式難以通過技術(shù)外溢等渠道帶動企業(yè)生產(chǎn)率的提升；而相比加工貿(mào)易類型企業(yè)，內(nèi)銷企業(yè)更傾向于通過進(jìn)口來學(xué)習(xí)。因此，中間品進(jìn)口對出口企業(yè)TFP的溢出效應(yīng)小于內(nèi)銷企業(yè)，這一實(shí)證結(jié)果解釋了中國存在的“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象，同時(shí)從側(cè)面反映了未考慮進(jìn)口活動而估計(jì)出口的生產(chǎn)率溢價(jià)，極有可能會高估甚至扭曲出口對企業(yè)生產(chǎn)率的作用。

表6 出口企業(yè)生產(chǎn)率效應(yīng)的異質(zhì)性檢驗(yàn)

五、 進(jìn)一步分樣本回歸檢驗(yàn)

進(jìn)口中間品對企業(yè)生產(chǎn)率的影響程度主要受兩方面因素影響：一方面，中間品進(jìn)口企業(yè)自身特征。在通過進(jìn)口中間品學(xué)習(xí)出口國先進(jìn)技術(shù)的過程中，企業(yè)自身對先進(jìn)技術(shù)的模仿、吸收能力起到了關(guān)鍵作用，而這種能力與企業(yè)人力資本水平密切相關(guān)（謝建國和周露昭，2009；何興強(qiáng)等，2014）。企業(yè)所有制身份是影響其獲得各種要素資源以及經(jīng)濟(jì)行為活動的重要因素（張杰等，2015），同時(shí)也是決定企業(yè)能否獲得溢出效應(yīng)的關(guān)鍵。另一方面，中間品進(jìn)口來源國特征也是導(dǎo)致中間品對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生具有差異性影響的重要原因。Feng等（2016）認(rèn)為，來自不同國家的中間品內(nèi)嵌技術(shù)有所差異，內(nèi)涵高技術(shù)的中間品將提供更大的生產(chǎn)力貢獻(xiàn)率，故貿(mào)易國之間技術(shù)差距與進(jìn)口國企業(yè)追趕、學(xué)習(xí)的空間呈正向關(guān)系，進(jìn)而提高企業(yè)通過進(jìn)口中間品獲得技術(shù)溢出的能力。但是，技術(shù)差距理論認(rèn)為，若兩國技術(shù)差距較大，則發(fā)達(dá)國家傾向于加強(qiáng)其技術(shù)壟斷力度，采取貿(mào)易保護(hù)主義手段，對高技術(shù)中間產(chǎn)品出口進(jìn)行限制，導(dǎo)致我國進(jìn)口發(fā)達(dá)國家中間品數(shù)量和種類減少；相反，發(fā)展中國家與我國具有較小的技術(shù)差距，即發(fā)展中國家中間品技術(shù)的適用性更強(qiáng)。表7（1）–（6）列報(bào)告了基于企業(yè)和來源國特征的分組回歸檢驗(yàn)結(jié)果。

表7 分樣本回歸及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）按照技術(shù)吸收能力分組檢驗(yàn)

嵌入全球價(jià)值鏈分工體系是我國獲取國外先進(jìn)技術(shù)和提高學(xué)習(xí)能力的重要途徑。但從經(jīng)驗(yàn)研究來看，發(fā)展中國家實(shí)現(xiàn)技術(shù)追趕并非普遍現(xiàn)象，企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高還取決于企業(yè)對引進(jìn)技術(shù)和知識的模仿吸收能力。本文借鑒何興強(qiáng)等（2014）的做法，使用人力資本水平來衡量企業(yè)對中間品技術(shù)溢出的吸收能力，并按照人力資本水平①將人力資本平均值作為分組標(biāo)準(zhǔn)，低于人力資本平均值的表示對技術(shù)吸收能力較小，反之，表示對技術(shù)吸收能力較強(qiáng)。將全部樣本劃分為兩組，即在不同技術(shù)吸收能力下，對比分析進(jìn)口中間品對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的差異性影響，結(jié)果報(bào)告于表7第（1）列和第（2）列。首先，在兩組樣本中，中間品進(jìn)口對內(nèi)銷企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用均顯著大于出口企業(yè)，其原因?yàn)閮?nèi)銷企業(yè)進(jìn)口中間品以“學(xué)習(xí)效應(yīng)”為主，企業(yè)通過對中間品內(nèi)涵技術(shù)的學(xué)習(xí)，有利于生產(chǎn)率的提升；其次，相比低技術(shù)吸收能力樣本，企業(yè)生產(chǎn)率效應(yīng)在高技術(shù)吸收能力樣本表現(xiàn)更明顯，表明企業(yè)對中間品技術(shù)溢出的吸收能力是企業(yè)生產(chǎn)率提升的重要前提。

（二）按照所有制類型分組檢驗(yàn)

表7第（3）列和第（4）列報(bào)告了國有企業(yè)和外資企業(yè)進(jìn)口中間品對生產(chǎn)率影響的回歸結(jié)果，通過比較可以發(fā)現(xiàn)其差異性：第一，在國有企業(yè)樣本分組中，進(jìn)口中間品對出口企業(yè)生產(chǎn)率的影響大于對內(nèi)銷企業(yè)生產(chǎn)率的影響，其原因可能為國有出口企業(yè)中進(jìn)行一般貿(mào)易的企業(yè)所占比重較大，通過中間品進(jìn)口溢出效應(yīng)和出口“干中學(xué)”效應(yīng)對生產(chǎn)率的影響較為顯著；第二，在外資企業(yè)分組中，中間品進(jìn)口無論是對出口企業(yè)還是對內(nèi)銷企業(yè)均存在顯著的促進(jìn)作用，且該促進(jìn)作用在內(nèi)銷企業(yè)較為明顯，其原因?yàn)橥赓Y企業(yè)中的純出口企業(yè)所占比重較高，低效率的加工貿(mào)易導(dǎo)致純出口企業(yè)效率低，并且純出口企業(yè)的效應(yīng)比內(nèi)銷企業(yè)低（Lu等，2010；Dai等，2016），從而使得內(nèi)銷企業(yè)的全要素生產(chǎn)率高于出口企業(yè)；第三，外資企業(yè)中內(nèi)銷企業(yè)和出口企業(yè)進(jìn)口中間品對全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用普遍大于國有企業(yè)中兩類型企業(yè)進(jìn)口中間品產(chǎn)生的生產(chǎn)率效應(yīng)，這個(gè)結(jié)論再次驗(yàn)證了國有企業(yè)生產(chǎn)率低下的基本特征事實(shí)。

（三）按照中間品來源國分組檢驗(yàn)

表7第（4）列和第（5）列匯報(bào)了中間品來源國分組檢驗(yàn)結(jié)果：第一，在從發(fā)達(dá)國家進(jìn)口的中間品子樣本組中，中間品進(jìn)口額每增加1個(gè)百分點(diǎn)，內(nèi)銷企業(yè)生產(chǎn)率會顯著提高約9.5個(gè)百分點(diǎn)，出口企業(yè)生產(chǎn)率會提高4.5個(gè)百分點(diǎn)，即從發(fā)達(dá)國家進(jìn)口中間品是導(dǎo)致中國企業(yè)生產(chǎn)率提高的重要驅(qū)動機(jī)制，且進(jìn)口中間品對內(nèi)銷企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更為明顯。其原因?yàn)榘l(fā)達(dá)國家處于價(jià)值鏈的高端，我國從事加工貿(mào)易為主的出口企業(yè)更易受到發(fā)達(dá)國家的控制，表現(xiàn)出較強(qiáng)的生產(chǎn)能力，而內(nèi)銷企業(yè)進(jìn)口中間品以學(xué)習(xí)效應(yīng)為主，因而內(nèi)銷企業(yè)的生產(chǎn)率顯著大于出口企業(yè)的生產(chǎn)率。第二，觀察企業(yè)從發(fā)展中國家進(jìn)口中間品對其生產(chǎn)率的影響，中間品進(jìn)口無論是對出口企業(yè)還是對內(nèi)銷企業(yè)而言，均不十分顯著，主要原因是發(fā)展中國家中間品內(nèi)含技術(shù)水平較低，我國企業(yè)通過學(xué)習(xí)效應(yīng)所產(chǎn)生的生產(chǎn)率提升幅度較小。第三，從發(fā)展中國家進(jìn)口中間品，雖然可以產(chǎn)生正向生產(chǎn)率效應(yīng)，但其作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)弱于從發(fā)達(dá)國家的進(jìn)口。此外，無論是針對內(nèi)銷企業(yè)還是出口企業(yè)，越是從發(fā)展中國家進(jìn)口中間品，產(chǎn)生的效應(yīng)越小。其原因?yàn)榘l(fā)達(dá)國家為技術(shù)先進(jìn)型國家，其出口的中間產(chǎn)品相比發(fā)展中國家具有更高的技術(shù)溢出水平。

為驗(yàn)證上述異質(zhì)性回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)一步使用OP方法測度的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行回歸檢驗(yàn)（結(jié)果備案），結(jié)果顯示，各影響系數(shù)雖然有小幅度變動，但影響方向并未發(fā)生本質(zhì)改變，即證明了上述結(jié)論是穩(wěn)健的。

六、 結(jié) 論

在經(jīng)濟(jì)全球化和國際垂直專業(yè)化分工背景下，中國中間品進(jìn)口實(shí)現(xiàn)了持續(xù)快速的增長。那么進(jìn)口中間品的成效如何，其對不同出口強(qiáng)度類型企業(yè)存在何種異質(zhì)性？為了回答以上問題，本文利用普通最小二乘（OLS）、廣義矩估計(jì)（GMM）、傾向得分匹配（PSM）及倍差（DID）法等多種實(shí)證方法，對不同出口強(qiáng)度企業(yè)進(jìn)口中間品的生產(chǎn)率效應(yīng)進(jìn)行回歸估計(jì)，結(jié)論如下：

第一，OLS和GMM初步估計(jì)結(jié)果顯示，進(jìn)口中間品對內(nèi)銷企業(yè)和出口企業(yè)全要素生產(chǎn)率均具有顯著促進(jìn)作用；將出口企業(yè)細(xì)分為一般出口企業(yè)和純出口企業(yè)后，進(jìn)口中間品對企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用依內(nèi)銷企業(yè)、一般出口企業(yè)和純出口企業(yè)遞減；采用PSM-DID估計(jì)方法解決模型中存在的內(nèi)生性后，上述結(jié)論依然穩(wěn)健，其中出口企業(yè)中加工貿(mào)易類型企業(yè)占比較大是導(dǎo)致上述結(jié)論產(chǎn)生的原因。這在一定程度上證實(shí)了目前中國存在的“生產(chǎn)率悖論”假說。同時(shí)也表明，若要準(zhǔn)確理解貿(mào)易對中國企業(yè)生產(chǎn)率的作用，不能脫離進(jìn)出口的總體框架。

第二，為了更全面地評估進(jìn)口中間品對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性影響，本文進(jìn)一步按照企業(yè)對技術(shù)的吸收能力、企業(yè)的所有制類型及中間品來源國特征對內(nèi)銷企業(yè)和出口企業(yè)進(jìn)行分組檢驗(yàn)。首先，按照企業(yè)對技術(shù)的吸收能力分組，中間品進(jìn)口對內(nèi)銷企業(yè)的生產(chǎn)率促進(jìn)作用均大于出口企業(yè)，且技術(shù)吸收能力較強(qiáng)組的生產(chǎn)率促進(jìn)效應(yīng)更明顯；其次，按照企業(yè)所有制類型分組，中間品進(jìn)口對外資企業(yè)中內(nèi)銷企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用大于出口企業(yè)，而對國有企業(yè)中出口企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用較為明顯；最后，按照中間品來源國分組，從發(fā)達(dá)國家進(jìn)口中間品對企業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用顯著大于從發(fā)展中國家進(jìn)口，且其效應(yīng)大小均在內(nèi)銷企業(yè)表現(xiàn)得更為明顯。

本文通過多種計(jì)量方法評估了中間品進(jìn)口對不同出口強(qiáng)度企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究結(jié)論一方面為客觀評估中國企業(yè)進(jìn)口中間品的成效提供了一個(gè)全新的微觀層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，豐富了中間品貿(mào)易理論的內(nèi)涵；另一方面為我國現(xiàn)階段“促進(jìn)口”戰(zhàn)略的調(diào)整及未來“促進(jìn)口”戰(zhàn)略的實(shí)施提供了有益的政策啟示。第一，我國應(yīng)該加快完善進(jìn)口政策，搭建更多平臺促進(jìn)中間品進(jìn)口，拓展從發(fā)達(dá)國家進(jìn)口，在加大高技術(shù)含量中間品進(jìn)口的同時(shí)，提升企業(yè)在價(jià)值鏈分工中的地位；第二，低效率的加工貿(mào)易導(dǎo)致純出口企業(yè)效率低，從而使依附于加工貿(mào)易的出口增長在一定程度上遏制了中間品進(jìn)口對生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，不利于中國在全球價(jià)值鏈地位的提升。因此，出口企業(yè)亟待解決的問題是從加工貿(mào)易到一般貿(mào)易的轉(zhuǎn)型。

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The Influence of Intermediate Goods Import on Total Factor Productivity of China in Global Value Chains

Li Ping1, Guo Juanjuan2
( 1. School of Business, Shandong University of Technology, Shandong Zibo 255012, China; 2. School of Economics, Nankai University, Tianjin 300071, China )

In recent years，depending on processing trade modes，China’s participation in division system of global value chains deepens increasingly，and Chinese enterprises’ behaviors of importing intermediate goods are gradually increasing. In order to study the effect of imported intermediate goods，based on the merged data of Chinese industrial enterprises and customs statistics from 2000 to 2006 and from the perspectives of different export intensities，this paper uses OLS and GMM to investigate the effects of the import of intermediate goods on total factor productivity of the enterprises. Then it employs propensity score matching and difference-indifference methods to make a robustness test. The results show that the import of intermediate goods in domestic enterprises and export enterprises has a positive effect on total factor productivity，and the effect is more significant in the domestic enterprises. When the export enterprises are divided into generally export enterprises and purely export enterprises，the promotion role of the import of intermediate goods in total factor productivity is diminishing by the orders of domestic enterprises，generally export enterprises and purely export enterprises. Greater proportion of processing trade enterprises in export enterprises is the main reason for the conclusions above. Furthermore，the results of heterogeneity test show that the effect of imported intermediate goods on total factor productivity is even obvious when enterprises own strong technical absorptive capacity and import from developed countries，or the enterprises themselves are foreign-funded. It not only provides a new perspective for the objective evaluation of the effectiveness of Chinese enterprises in the import of intermediate goods，but also offers useful policy enlightenment for governments’ current “promoting the import” strategy adjustment and future “promoting the import” strategy implementation.

global value chain；import of intermediate goods；total factor productivity

F424

A

1009-0150(2017)03-0031-12

（責(zé)任編輯：喜 雯）

10.16538/j.cnki.jsufe.2017.03.004

2016-12-26

山東省社會科學(xué)規(guī)劃重大理論與現(xiàn)實(shí)問題協(xié)同創(chuàng)新研究專項(xiàng)（16CCXJ10）；淄博市校城融合發(fā)展計(jì)劃項(xiàng)目（2016ZBXC236）。

李 平（1969－），男，浙江寧波人，山東理工大學(xué)商學(xué)院教授，青島大學(xué)博士生導(dǎo)師；

郭娟娟（1991－），女，山東菏澤人，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生。