產(chǎn)品內(nèi)分工、要素成本與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新ppt課件

1、產(chǎn)品內(nèi)分工、要素本錢與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新：來自中國高技術(shù)企業(yè)的證據(jù)黃先海 楊高舉浙江大學經(jīng)濟學院引言文獻回想模型根本假定兩國平衡實證檢驗計量模型數(shù)據(jù)結(jié)果討論穩(wěn)健性檢驗總結(jié)性評論構(gòu)造安排引言問題的提出中國已成為世界第一大制造業(yè)消費和出口國，甚至在高技術(shù)產(chǎn)品領(lǐng)域也是如此OECD BTD，2021。中國從巨額的貿(mào)易獲利很少，最典型的是廣受熱捧的蘋果公司產(chǎn)品，Iphone和Ipad在中國大陸消費，但中國只能獲得其中2% 的勞動力投入和加工費(Kraemer, et al.，2021) 。尋求產(chǎn)業(yè)鏈和價值鏈晉級已迫在眉睫，但卻要落實到企業(yè)的創(chuàng)新中才干實現(xiàn)。引言問題的提出而企業(yè)的創(chuàng)新需求許多條件。有一種看法以為

2、，要素本錢的上升，將倒逼企業(yè)進展技術(shù)創(chuàng)新，由于依賴低廉的要素本錢的競爭優(yōu)勢終究要或正在消逝。問題在于，這種倒逼型機制能否真的存在？已有研討尚未給出答案，有待進一步探求。典型現(xiàn)實要素價錢在快速上升，尤其是勞動者工資。但企業(yè)的研發(fā)投入和技術(shù)創(chuàng)新也在提升。引言圖 1 中國工業(yè)企業(yè)相關(guān)價錢指數(shù)：1978-2021注：ARWI 為職工平均實踐工資指數(shù)，PPIR 為工業(yè)消費者購進價錢指數(shù)，PPI 為工業(yè)消費者出廠價錢指數(shù)，PDO 為利潤總額工業(yè)總產(chǎn)值(右軸)。價錢指數(shù)均以1990年為基期。資料來源：作者根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫相應(yīng)數(shù)據(jù)整理。引言圖 2 中國大中型工業(yè)企業(yè)科技活動根本情況統(tǒng)計：2000-2021

3、注：R&D為R&D經(jīng)費內(nèi)部支出(億元，1990不變價錢)，Patents為有效發(fā)明專利數(shù)(百件)， R&D/MBR 為R&D經(jīng)費內(nèi)部支出主營業(yè)務(wù)收入(%，右軸)。資料來源：引言對于廣泛參與全球產(chǎn)品內(nèi)分工的中國企業(yè)而言，要素本錢和創(chuàng)新能否存在相互關(guān)聯(lián)性？我們在Long, Riezman and Soubeyran(2005)兩國三部門的產(chǎn)品內(nèi)分工框架中(LRS模型)，引入差別性工資、企業(yè)研發(fā)和有本錢的技術(shù)貿(mào)易，分析要素本錢上升對技術(shù)創(chuàng)新的倒逼型影響機制。以中國2005-2007年26630家高技術(shù)企業(yè)的非平衡面板數(shù)據(jù)，運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)GMM方法對倒逼型機制進展實證檢驗。文獻回想只需少部分有研討留

4、意到要素本錢對企業(yè)創(chuàng)新的影響，如曹裕等2021、張杰等2021，但對企業(yè)創(chuàng)新的研討很多，尤其是中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，如Subrahmanya (2005), Edwards et al. (2005), Forsman (2021), Kramer et al. (2021), etc.也有一些研討關(guān)注貿(mào)易和企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，如Grossman and Helpman (1991), Onodera (2021), Esteve-Prez and Rodrguez (2021), etc. 新新貿(mào)易實際中自我選擇效應(yīng)和出口學習效應(yīng)，也可以看做是貿(mào)易和創(chuàng)新之間關(guān)系的表達Melitz，2003；F

5、alvey et al.，2004；Helpman，et al.，2004；Yeaple，2005模型假定兩國D (興隆國家) 和 G(開展中國家)，兩種產(chǎn)品A(農(nóng)產(chǎn)品、計價品) 和 I (工業(yè)品), 以及消費工業(yè)品所需的技術(shù)效力T，兩種勞動力Ls(技術(shù)勞動力) 和 Lu(非技術(shù)勞動力) 及其工資Ws 和 Wu。 , 為單位農(nóng)產(chǎn)品A消費所需的非技術(shù)勞動力， 是消費所需勞動力投入。工業(yè)品I 消費由延續(xù)的零部件 組合而成， 的消費需求1單位的非技術(shù)勞動力和 單位的技術(shù) T. , 是專業(yè)化技術(shù)效力，運用 單位的技術(shù)勞動力消費，企業(yè)為了降低消費本錢而進展的技術(shù)研發(fā)投入為 r ，研發(fā)的產(chǎn)出函數(shù)為 模型在

6、對稱性假設(shè)條件下，零部件 的價錢為：其中P是專業(yè)技術(shù)服 ti 的價錢。兩國平衡設(shè) , , , ,且技術(shù)T的貿(mào)易存在冰山運輸本錢， G國零部件價錢為：這意味著兩國消費的零部件在某一點上價錢一樣:可解得：模型即 專業(yè)化分工點, G 將在非技術(shù)勞動力密集型的消費階段 有比較優(yōu)勢，而D國在技術(shù)勞動力密集型的消費階段 有比較優(yōu)勢。設(shè)兩國的勞動者即為消費者，用反向求解法可得到平衡時兩國企業(yè)的利潤為：模型其中R為研發(fā)投入，經(jīng)過利潤最大化一階，可得： 且有 ，即對于開展中國家的企業(yè)而言，勞動力本錢的上升，將迫使他們進展技術(shù)研發(fā)和創(chuàng)新。由此，我們得出以下命題： 在兩國產(chǎn)品內(nèi)分工的平衡條件下，勞動力要素本錢的上升

7、，將迫使企業(yè)添加研發(fā)投入進展技術(shù)創(chuàng)新，以降低消費本錢、維持或提高分工位置和利潤，亦即要素本錢對企業(yè)創(chuàng)新的倒逼型機制成立。實證檢驗計量模型在模型分析的根底上，我們有如下兩個計量模型:其中R&D 是研發(fā)投入, New 新產(chǎn)品,Cost代表要素本錢， Profit 為企業(yè)利潤，Market 市場競爭構(gòu)造, t-1 表示滯后一期要素本錢和其他變量主要影響下一期的研發(fā)投入和產(chǎn)出, X 是其他控制變量。設(shè)立兩個計量模型的緣由在于，技術(shù)創(chuàng)新有投入和產(chǎn)出兩個維度，而且這兩個維度會因企業(yè)類型而異。實證檢驗變量R&D 以研發(fā)投入與總產(chǎn)值之比衡量New 新產(chǎn)品產(chǎn)值與總產(chǎn)值之比衡量Cost 分別用平均工資和中間投入占

8、添加值的比例衡量Profits 以主營業(yè)務(wù)本錢利潤率衡量Market 以改良的赫芬達爾赫希曼 (MHHI)指數(shù)衡量，即行業(yè)中其他企業(yè)的市場份額的平方和，該指數(shù)越大，企業(yè)面臨的競爭越猛烈:實證檢驗其他控制變量包括：產(chǎn)品內(nèi)分工參與度(IPS)，以出口占總產(chǎn)出的比例衡量企業(yè)規(guī)模(Scale)，根據(jù)國家統(tǒng)計局的規(guī)范，將從業(yè)人員數(shù)大于2000人、銷售額在3億元以上，以及資產(chǎn)總額大于4億元的作為大企業(yè)，將其值取1，其他取0企業(yè)性質(zhì)(Stateown)，對國有企業(yè)取1，其他取0 以及Cost、Profits 、Market 等變量的當期值實證檢驗數(shù)據(jù) 采用高技術(shù)企業(yè)層面的數(shù)據(jù)對倒逼型機制進展實證檢驗根據(jù)Hu

9、mmles et al. (2001)對產(chǎn)品內(nèi)分工方式的研討，高技術(shù)產(chǎn)品更能夠采用產(chǎn)品內(nèi)分工方式進展國際協(xié)作消費，由于規(guī)范化程度高。中國高技術(shù)產(chǎn)品出口的世界市場份額較高，且出口傾向和參與產(chǎn)品內(nèi)分工的比例都很高加工貿(mào)易。OECD的數(shù)據(jù)顯示，中國高技術(shù)產(chǎn)品出口在2021年超越美國居世界第一。 高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對技術(shù)研發(fā)和創(chuàng)新的依賴程度很高。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)本身的高投入和高風險的特征，決議了其開展主要依托研發(fā)和創(chuàng)新來推進。實證檢驗數(shù)據(jù)采用國家統(tǒng)計局對規(guī)模以上企業(yè)的年度調(diào)查數(shù)據(jù)根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的“高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計資料整理公布格式中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)來挑選高技術(shù)企業(yè)。剔除的樣本：重要財務(wù)目的有脫漏、為零或為負的等，以及研發(fā)

10、投入或新產(chǎn)品產(chǎn)值記錄為負或不斷為零的。最終得到26630個企業(yè)的2005-2007年的非平衡面板數(shù)據(jù)。在STATA 12.0中采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)的GMM法進展估計，包括總體數(shù)據(jù)、分企業(yè)類型、分企業(yè)所在地以及細分行業(yè)的估計。 實證檢驗 表 1 高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入和新產(chǎn)品產(chǎn)出企業(yè)數(shù)(個)產(chǎn)值占比(%)出口傾向(%)R&D企業(yè)占比(%)平均R&D強度(%)新產(chǎn)品企業(yè)占比(%)新產(chǎn)品產(chǎn)值占比(%)總體5035110057.028.91.920.350.6國企25794.917.750.32.937.750.0集體16272.22.220.87.817.319.8民企2056010.115.227.73.

11、119.947.2外企762742.875.419.51.112.863.1港澳臺563012.671.516.71.38.857.2合資687321.154.333.81.522.466.5東部3742682.960.528.42.210.162.0中部588612.044.429.20.822.755.4西部70405.142.031.11.520.645.7M1195510.510.534.61.621.729.3AS3921.813.356.41.543.159.4EC2436251.259.123.42.417.463.6CO368330.977.329.01.017.871.7MM

12、99605.628.234.22.725.349.1Empirical Test結(jié)果討論總體來看，在逐漸控制了企業(yè)的規(guī)模、企業(yè)類型及產(chǎn)品內(nèi)分工參與度，以及當期的利潤、要素本錢和市場競爭等要素后，要素本錢的上升對高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新投入(R&D)的彈性顯著為負，而兩者對創(chuàng)新產(chǎn)出(New)的彈性那么顯著為正。這是一個令人不測的結(jié)果，幾乎和前文實際模型的預(yù)期相悖。然而仔細分析我們發(fā)現(xiàn)，在中國的外資及合資高技術(shù)企業(yè)產(chǎn)值占了總體的60%以上，其研發(fā)投入強度遠低于內(nèi)資的國有和民營企業(yè)，而新產(chǎn)品占比卻又異常高，這能夠是導(dǎo)致這一結(jié)果的緣由所在。Empirical Test表 2 總體數(shù)據(jù)估計結(jié)果VariablesL

13、n(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(Costt-1)-0.005*(0.001)0.006(0.007)-0.034*(0.00900.139*(0.023)-0.033*(0.008)0.232*(0.083)Ln(Waget-1)-0.004*(0.000)0.010*(0.001)-0.044*(0.009)0.135*(0.025)-0.020*(0.008)0.349*(0.1350Ln(Profitt-1)0.014*(0.000)0.027*(0.001)0.068*(0.021)0.282*(0.039)0.281*(0.07

14、1)0.314*(0.093)Ln(Markett-1)0.002*(0.000)0.011*(0.001)0.009*(0.001)0.022*(0.009)-0.002(0.001)0.070*(0.025)Ln(R&Dt-1)0.278*(0.003)0.163*(0.041)0.356*(0.044)Ln(Newt-1)0.621*(0.008)0.599*(0.021)0.779*(0.085)Ln(IPS)-0.329*(0.105)-1.219*(0.227)-1.629(0.480)Scale-0.186(0.140)-Stateown-0.366(0.351)-Obs2663

15、02663026630266302663026630實證檢驗我們進而對不同類型企業(yè)的數(shù)據(jù)進展分組估計，以分析倒逼型機制在不同類型企業(yè)中作用的差別。 對于外資企業(yè)而言，勞均工資(Wage)和中間投入(Cost)的上升，都會對其創(chuàng)新投入(R&D)產(chǎn)生負的顯著影響，而對創(chuàng)新產(chǎn)出(New)的作用顯著為正。對比表2和表3中的第6和第7列可發(fā)現(xiàn)，兩組數(shù)據(jù)的估計結(jié)果比較類似，要素本錢上升都刺激企業(yè)添加新產(chǎn)品的產(chǎn)出比例，但卻會抑制企業(yè)研發(fā)投入強度的提高，即要素本錢對外資企業(yè)研發(fā)投入和產(chǎn)出的作用，與總體數(shù)據(jù)中根本一致，合資企業(yè)中也有類似的表現(xiàn)，但不顯著。Empirical Test表 3分企業(yè)類型估計結(jié)果Var

16、iables國有民營外資合資Ln(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(Costt-1)0.047(0.033)0.006(0.047)0.006*(0.002)0.001(0.011)-0.012*(0.001)0.024*(0.014)-0.114(0.286)0.030(0.022)Ln(Waget-1)0.006*(0.003)0.040*(0.011)0.005*(0.000)0.013*(0.001)-0.003*(0.000)0.003*(0.002)-1.176(1.540)0.009(0.002)Ln(

17、Profitt-1)0.009*(0.004)0.053*(0.010)0.021*(0.001)0.032*(0.003)0.001(0.002)-0.024*(0.004)-0.358(0.460)0.028(0.006)Ln(Markett-1)0.008*(0.002)0.023*(0.007)0.002*(0.000)0.006*(0.001)-0.002*(0.000)0.010*(0.001)-0.200(0.286)0.008(0.001)Ln(R&Dt-1)0.782*(0.047)0.239*(0.005)0.371*(0.009)0.199(0.553)Ln(Newt-1

18、)0.976*(0.075)0.655*(0.014)0.431*(0.022)0.489(0.026)Ln(IPS)-1.375(1.278)-0.999(0.652)-1.279*(0.688)-scale-0.430(1.662)-Obs11851185969496943764376419071907實證檢驗分企業(yè)所在地的估計結(jié)果來看，東部地域的要素本錢上升對企業(yè)創(chuàng)新投入作用顯著為負，中部地域也為負但不顯著，西部地域為正但顯著性程度偏低。同時，除了中部地域要素本錢對創(chuàng)新產(chǎn)出的彈性系數(shù)為負且不顯著外，在東部和西部地域的數(shù)據(jù)中那么都為正，且東部地域數(shù)據(jù)中顯著性程度更高。緣由在于，在中國不同地

19、域中企業(yè)類型的分布有很大的差別：東部地域非內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)值占比到達了80%，中部地域為68%，西部那么僅為35%。因此東部地域數(shù)據(jù)組的估計結(jié)果很大程度上代表了非內(nèi)資企業(yè)的表現(xiàn)，與外資企業(yè)以及總體數(shù)據(jù)的估計結(jié)果類似。Empirical Test表4 分企業(yè)所在地域估計結(jié)果VariablesEastMiddleWestLn(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(Costt-1)-0.054*(0.012)0.141*(0.051)-0.025(0.026)-0.049(0.033)0.007*(0.004)0.067*(0.039)Ln(Waget-1)-

20、0.016*(0.004)0.311*(0.121)-0.051(0.035)-0.018(0.049)0.015*(0.007)0.018(0.015)Ln(Profitt-1)-0.001(0.003)-0.212*(0.054)0.058*(0.016)0.099*(0.035)-0.037*(0.009)-0.126(0.083)Ln(Markett-1)-0.008*(0.002)0.027*(0.012)-0.023*(0.013)-0.007(0.018)-0.0001(0.001)0.025*(0.007)Ln(R&Dt-1)0.170*(0.021)0.369*(0.087)

21、0.185*(0.029)Ln(Newt-1)0.767*(0.075)0.341*(0.059)0.502*(0.011)Ln(IPS)-0.208*(0.038)-1.259*(0.320)-0.431*(0.146)-0.468*(0.257)-Scale-Stateown-0.063(0.055)-Obs19697196973035303538793879實證檢驗穩(wěn)健性檢驗我們進而以高技術(shù)細分行業(yè)數(shù)據(jù)組進展估計，結(jié)果也顯示外資企業(yè)產(chǎn)值占比較高的行業(yè)中，倒逼型機制不成立。相反，內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)值占比較高的行業(yè)中那么根本為正，雖然顯著性程度各異。此外，將以上估計中所用數(shù)據(jù)區(qū)分出口企業(yè)和非出口企業(yè)樣本分別進展估計：剔除非出口企業(yè)樣本后，在總體數(shù)據(jù)、外資企業(yè)、與外商合資企業(yè)、東部地域以及EC和CO等數(shù)據(jù)組的估計結(jié)果中顯著性加強。在分別剔除R&D、New、Cost、Wage等關(guān)鍵變量最大和最小的5%和10%的樣本，再根據(jù)數(shù)據(jù)分組分別進展估計，結(jié)果顯示與原估計結(jié)果無明顯差別?？偨Y(jié)性評論在LRS模型根底上，本文區(qū)分了不同勞動力及其工資的差別性，并引入技術(shù)貿(mào)易本錢和企業(yè)的研發(fā)行為，分析發(fā)現(xiàn)要素本錢的上升，會迫使后發(fā)國家添加研發(fā)投入和技術(shù)創(chuàng)新以應(yīng)對國際分工位置和利潤的下降?；谥袊呒夹g(shù)企業(yè)2005-2007年的實證檢驗闡明，從整體來看，要素本錢上升并不具有顯著的倒逼企業(yè)技術(shù)創(chuàng)