中國出口奇跡的形成機理進口是否引致了出口中國出口奇跡的微觀解讀

中國出口奇跡的形成機理進口是否引致了出口中國出口奇跡的微觀解讀

一進口致死出口機制的內(nèi)在機理改革開放以來，特別是加入wto后，中國出口規(guī)模的迅速擴張及其對中國經(jīng)濟增長的重大牽引，許多科學家和政治參與者被稱為中國經(jīng)濟發(fā)展中的“奇跡”（corden等人，1999）。然而,眾多研究都忽視了出口急劇擴張背后伴隨的極為重要的基本事實,即中間品和資本品進口的大幅增長。中國的對外貿(mào)易發(fā)展過程中呈現(xiàn)出典型的“雙高”特征,即出口規(guī)模和進口規(guī)模的雙高。1980～2012年,剔除了價格因素,中國出口增長了89.08倍,年平均增長率為16.2%。而同期,中國進口增長了71.54倍,年平均增長率為15.8%。1為順利實現(xiàn)出口導向戰(zhàn)略,國內(nèi)的出口企業(yè)必須使用具有一定技術含量的機器設備或零配件等中間投入品,生產(chǎn)出符合國際出口市場要求的產(chǎn)品。中國本土制造業(yè)企業(yè)提供的機器設備或關鍵零配件與原材料,難以生產(chǎn)出符合國外消費者需求的高質(zhì)量產(chǎn)品。這實際上反映了中國與發(fā)達國家在裝備工業(yè)和關鍵零部件原材料生產(chǎn)方面的“技術差距”,導致中國出口產(chǎn)品與國外市場需求存在“質(zhì)量差距”。因此,中國出口企業(yè)只能采取“為出口而進口”的策略來彌補“質(zhì)量差距”,即依靠大規(guī)模進口國外先進機器設備或關鍵零配件、原材料的方法,彌補其“生產(chǎn)率差距”和“技術差距”(巫強和劉志彪,2009)。我們將國內(nèi)企業(yè)這種特定的出口模式,稱為“進口引致出口”機制。在有關這種機制的研究中,Mody和Yilmaz(2002)發(fā)現(xiàn),實施出口導向發(fā)展戰(zhàn)略的國家,其進口的生產(chǎn)設備存量增加率與其出口增長率之間存在正向關系,其使用進口生產(chǎn)設備能降低出口成本,提高出口競爭力。Navaretti等(2004)發(fā)現(xiàn),中東歐和南地中海國家在向歐盟出口紡織品的同時,也大量從歐盟進口紡織機械,紡織機械的進口極大促進了這些國家紡織品的出口。Maria和Strauss-Kahn(2011)針對法國的經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)進口中間品種類的擴大,能夠促進企業(yè)出口擴展邊際的提高。Feng等(2012)利用中國數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗研究,發(fā)現(xiàn)中間品進口是促進企業(yè)出口數(shù)量增長的重要機制。從經(jīng)濟合作與發(fā)展組織(OECD)國家進口的中間品要比從非OECD國家進口中間品更能促進企業(yè)出口數(shù)量增加,民營企業(yè)比外資企業(yè)更依賴中間品的進口以促進出口增長。而在針對這種聯(lián)系機制的理論研究方面,Kasahara和Lapham(2006)的理論模型試圖揭示進口和出口之間的作用機制。他們認為,進口會促進企業(yè)生產(chǎn)率提升,通過對企業(yè)出口決策中自我選擇效應的強化,進而來提升企業(yè)的出口能力和出口概率。本文利用2000～2006年中國工業(yè)企業(yè)調(diào)查和中國海關進出口貿(mào)易數(shù)據(jù)庫的合并數(shù)據(jù),檢驗了進口引致出口機制是否是導致中國出口奇跡發(fā)生的動因。與已有文獻相比,本文的貢獻在于:首先,初步確立了進口引致出口機制的內(nèi)在機理,即進口(包含資本品和中間品)→生產(chǎn)率提升→自我選擇效應→出口。這為深入理解中國這樣的發(fā)展中國家企業(yè)出口得以快速擴張的動因,提供了必要的微觀理論基礎。其次,與以往研究視角不同,本文從中間品和資本品的雙重視角,考察了進口引致出口的發(fā)生機制。資本品進口,特別是先進生產(chǎn)機器設備的進口對發(fā)展中國家企業(yè)的技術進步和生產(chǎn)效率提升有決定性作用,被理解為“體現(xiàn)型技術進步”。從這一點來看,本文是對相關研究領域的一個重要補充。再次,本文并不是從孤立視角來研究進口引致出口的發(fā)生機制,而是區(qū)分了中國背景下不同所有制類型、不同進口來源國以及不同區(qū)域,進口引致出口機制是否存在差異性。最后,本文為深入了解中國背景下出口奇跡發(fā)生的動因提供了獨特的經(jīng)驗證據(jù),同時也為其他發(fā)展中國家實施出口導向戰(zhàn)略提供有效的政策參考價值。二中國企業(yè)進口行為:“生產(chǎn)率悖論”確定出口與企業(yè)生產(chǎn)率之間的邏輯關系是最近發(fā)展起來的新新貿(mào)易理論的立足點。出口對一國企業(yè)生產(chǎn)率的影響可以從兩個角度來理解:其一表現(xiàn)為異質(zhì)性企業(yè)在出口決策行為之前的“自我選擇”效應;其二就是異質(zhì)性企業(yè)在實施出口行為之后的“出口中學習”效應。然而,針對中國的出口和企業(yè)生產(chǎn)率之間關系,李春頂(2010)指出,中國企業(yè)的出口行為中可能存在“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象,表現(xiàn)為出口企業(yè)的生產(chǎn)率要低于非出口企業(yè)。假如這樣的事實存在,其可能是對新新國際貿(mào)易理論的挑戰(zhàn)。圖1是我們利用中國國家統(tǒng)計局1999～2007年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)估算的出口和非出口企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)2的Kernel核密度分布比較。可以看出,出口企業(yè)的TFP整體上要高于非出口企業(yè),并沒有發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)生產(chǎn)率低于非出口企業(yè)的“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象。進一步,我們嘗試通過最常用的普通最小二乘(OLS)方法來檢驗出口企業(yè)TFP和非出口企業(yè)之間的關系。表1的第(1)列報告了相應結(jié)果,企業(yè)出口虛擬變量分別前推1～3期的計量結(jié)果均顯示,出口企業(yè)的TFP要顯著高于非出口企業(yè)。這說明,中國企業(yè)的出口行為可能存在顯著的“自我選擇”效應,即生產(chǎn)率越高的企業(yè)越傾向于選擇出口,這進一步證明中國企業(yè)不存在“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象。而將企業(yè)出口虛擬變量分別滯后1～3期的計量結(jié)果顯示,滯后1期的出口虛擬變量中出口企業(yè)的TFP顯著高于非出口企業(yè)。滯后2期的出口虛擬變量中出口企業(yè)的TFP雖然仍高于非出口企業(yè),但結(jié)果不再顯著。而滯后3期的出口虛擬變量中出口企業(yè)的TFP低于非出口企業(yè),雖然其結(jié)果并不顯著。這表明,中國出口企業(yè)“出口中學習”效應是否存在,還需對其做更為深入地研究。標準異質(zhì)性企業(yè)國際貿(mào)易理論模型指出,只有生產(chǎn)率相對較高的企業(yè)能夠進入國際市場從事進出口活動(Melitz,2003),而在中國,由于加工貿(mào)易型企業(yè)的廣泛存在,導致出口企業(yè)的生產(chǎn)率偏低(李春頂,2010)。這似乎驗證了出口企業(yè)的“生產(chǎn)率悖論”。在這種背景下,有必要從中國企業(yè)不同的出口貿(mào)易方式來重新思考出口和企業(yè)生產(chǎn)率的關系。表1的第2列報告的是我們將企業(yè)出口方式劃分為一般貿(mào)易(exl)、加工貿(mào)易(ex2)、混合貿(mào)易(ex3)(既有加工貿(mào)易也有一般貿(mào)易)以及其他貿(mào)易(ex4)四種基本類型的虛擬變量,按照分別前推與滯后1～3期納入計量模型進行回歸的結(jié)果。從中發(fā)現(xiàn),除純粹的加工貿(mào)易類型企業(yè)中的出口企業(yè)TFP低于非出口企業(yè),即出現(xiàn)所謂的“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象之外,其他貿(mào)易類型的企業(yè)中出口企業(yè)TFP均顯著高于非出口企業(yè),符合新新貿(mào)易理論中異質(zhì)性企業(yè)出口行為的基本特征。由此,我們可以得出一個重要判斷,加工貿(mào)易是導致中國企業(yè)出口行為出現(xiàn)“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象的重要因素。最新的研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)進口行為中同樣也存在“自我選擇”或“進口中學習”效應(Amiti和Konings,2007;Castellani等,2010;Kasahara和Lapham,2013)。由此,我們聯(lián)想到,如果忽略了進口對中國企業(yè)生產(chǎn)率的重要作用,即忽略中國企業(yè)進口和出口之間的密切聯(lián)系機制,那么對企業(yè)出口和生產(chǎn)率之間關系的研究是否會高估出口對企業(yè)生產(chǎn)率的作用?事實上,如果進口也對中國企業(yè)生產(chǎn)率有顯著的“自我選擇”或“進口中學習”效應的話,在使用新新貿(mào)易理論中的異質(zhì)性企業(yè)出口行為標準模型來分析中國的出口行為時,忽略進口因素就必然不能對其做出準確判斷。圖2描述了僅有資本品或中間產(chǎn)品以及這兩種進口類型兼有的出口企業(yè)TFP的Kernel核密度分布比較,由圖可以看出,兩者兼有的出口企業(yè)TFP整體上要高于僅有資本品進口的出口企業(yè),而僅有資本品進口的出口企業(yè)TFP整體上要高于僅有中間品進口的出口企業(yè)。相類似,我們采用計量方法檢驗不同類型的進口企業(yè)和非進口企業(yè)的TFP差異(見表1第(3)列)?；貧w結(jié)果顯示,無論是僅有資本品(im1)、僅有中間品(im2)、混合(im3)還是其他類型(im4)的進口企業(yè),其TFP均顯著高于非進口企業(yè)。結(jié)果驗證了進口對中國企業(yè)具有重要作用,因此,不考慮這個重要作用,實質(zhì)上就不能得到令人信服的理解中國企業(yè)出口貿(mào)易行為的事實證據(jù)。進一步,我們將不同的進口類型和出口貿(mào)易方式相結(jié)合,從一個整體角度來考慮中國出口企業(yè)和非出口的TFP差異,見表1第(4)列。從中可以發(fā)現(xiàn),在控制了進口因素的情形下,加工貿(mào)易類型出口企業(yè)以及有加工貿(mào)易成分的混合類型的出口企業(yè)中,其TFP要顯著低于非出口企業(yè)。綜上所述,國內(nèi)企業(yè)進口引致出口機制的內(nèi)在機理為:進口所帶來的各種直接或間接溢出效應,一定程度上幫助出口企業(yè)獲得了生產(chǎn)效率優(yōu)勢,從而增強了企業(yè)出口決策中“自我選擇”的決策能力。簡而言之,就是如下邏輯:資本品或中間品進口→生產(chǎn)率提高→自我選擇效應→出口能力提高。也就是說,假如沒有資本品和中間品進口對中國企業(yè)生產(chǎn)率所帶來的顯著促進效應,出口企業(yè)可能就不具有跨越“技術差距”和“生產(chǎn)率差距”所需要的生產(chǎn)率優(yōu)勢,進而也就不可能實現(xiàn)出口擴張。由此說明,進口對中國企業(yè)的出口決策和出口行為,已經(jīng)產(chǎn)生了不可忽略的重要作用。以上的經(jīng)驗證據(jù)無一不在提示我們,深入研究中國企業(yè)進口和出口之間可能存在的密切聯(lián)系,特別是從進口引致出口的視角進行研究,是理解中國企業(yè)對外貿(mào)易快速擴張極為重要的一環(huán)。此外,我們還選擇一般貿(mào)易類型企業(yè)作為研究樣本,而將加工貿(mào)易以及含有加工貿(mào)易的混合貿(mào)易類型企業(yè)剔除。這是因為:一方面,加工貿(mào)易形成的特征本質(zhì)上就是“兩頭在外”的生產(chǎn)方式,即其用以加工生產(chǎn)成品的全部或部分原材料與零配件或生產(chǎn)設備購自國外,而加工生產(chǎn)的成品又銷往國外,因此,加工貿(mào)易是由“大進口”和“大出口”的貿(mào)易形式來驅(qū)動的,沒有必要對之加以研究;另一方面,加工貿(mào)易是導致中國企業(yè)出口行為中存在“生產(chǎn)率悖論”的主要原因,不符合已有的標準異質(zhì)性企業(yè)國際貿(mào)易理論,剔除加工貿(mào)易企業(yè)樣本,可在研究中避免這個難題。三樣本數(shù)據(jù)和測量模型(一)回歸企業(yè)的出口本文采用中國政府發(fā)布的兩套統(tǒng)計數(shù)據(jù)作為數(shù)據(jù)來源。第一套數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計局2000～2006年的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)調(diào)查。我們借鑒了文獻的通行做法對數(shù)據(jù)進行了相應處理。第二套數(shù)據(jù)來自于中國海關總署的產(chǎn)品層面交易的月度數(shù)據(jù)。我們將月度數(shù)據(jù)加總為企業(yè)的年度數(shù)據(jù),并且,按照海關數(shù)據(jù)提供的出口方式信息,將出口企業(yè)劃分三類:(1)一般貿(mào)易類型企業(yè),即企業(yè)僅從事一般貿(mào)易方式的出口;(2)加工貿(mào)易類型企業(yè),即企業(yè)僅從事加工貿(mào)易方式的出口;(3)混合類型企業(yè),即企業(yè)既有一般貿(mào)易方式也有加工貿(mào)易方式的出口。我們按照企業(yè)的中文名稱對兩套數(shù)據(jù)進行了合并,合并后的數(shù)據(jù)具有較強的代表性。(二)計量方程基本框架借鑒Kasahara和Rodrigue(2008)提出的包含中間產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù),本文假設在t時期,企業(yè)j的生產(chǎn)函數(shù)形式如下:其中,εjt表示企業(yè)在時期t受到的生產(chǎn)沖擊,具有序列相關性。3Aj,t-1表示企業(yè)在上一期的生產(chǎn)率水平。Lj,t表示勞動投入;k(v)表示企業(yè)的資本投入;m(ω)表示企業(yè)的中間產(chǎn)品投入。值得注意的是,我們假定企業(yè)需要進行不同種類的資本投入(v表示資本品種類)和中間產(chǎn)品投入(ω表示中間產(chǎn)品種類),其替代彈性分別為σ(σ>1)與δ(δ>1)。于是,企業(yè)的產(chǎn)出不僅取決于資本品和中間產(chǎn)品的投入數(shù)量,也取決于投入資本品的種類N(ηjt)與投入中間品種類Q()。ηjt與分別表示企業(yè)資本品投入決策和中間產(chǎn)品投入決策,并且假設企業(yè)中間投入不含進口產(chǎn)品時,有N(ηjt)=Nd,t,Q()=Qd,t;企業(yè)進口中間產(chǎn)品和資本品時,N(ηjt)=Nf,t,Q()=Qf,t。其中d和f分別表示國內(nèi)和國際生產(chǎn)的中間產(chǎn)品或資本品范疇。顯然有:Nf,t≥Nd,t;Qf,t≥Qd,t。在資本投入和中間投入對稱的條件下,分別表示企業(yè)對每類資本品和中間品的投入水平,令企業(yè)的均衡產(chǎn)出可以表示為:由(2)式可知,企業(yè)的全要素生產(chǎn)率A滿足如下表達式:(3)式表明,企業(yè)的生產(chǎn)率與企業(yè)投入的資本品和中間品種類正相關。在此條件下,企業(yè)進口更多種類的資本品和中間品將提高企業(yè)生產(chǎn)率。在理想的條件下,企業(yè)將在全部的中間品和資本品范圍內(nèi)優(yōu)化自己的投入種類,以實現(xiàn)單位產(chǎn)出成本最小化。然而,由于進口產(chǎn)品需要支付一定的固定成本,企業(yè)可進口的產(chǎn)品集要小于全球的產(chǎn)品集(Feng等,2012)。為了刻畫企業(yè)的進口行為,我們需要聯(lián)系企業(yè)進口產(chǎn)品的成本函數(shù)和對應的收益函數(shù)。我們假定企業(yè)的進口成本F是關于進口資本品種類N(ηj,t)與Q()的遞增函數(shù)。當企業(yè)面臨給定的需求函數(shù)時,企業(yè)將增加資本品和中間品的進口種類直至進口的邊際收益不高于邊際成本。進一步,我們以πj,t表示企業(yè)利潤,于是有:我們將企業(yè)的出口行為與進口行為相聯(lián)系。在Melitz(2003)的標準模型中,更高生產(chǎn)率的企業(yè)能夠支付更高的固定成本,因而更有可能通過出口來獲得更高收益。這樣,我們便得出了企業(yè)進口與出口之間的關系:企業(yè)通過進口更為先進的資本品和中間品來提高自己的生產(chǎn)率,而更高的生產(chǎn)率使企業(yè)能夠支付出口所需的固定成本,從而促進企業(yè)出口。4我們以Ej,t表示企業(yè)的出口,則Ej,t是關于全要素生產(chǎn)率Aj,t的非減函數(shù)。以θj表示企業(yè)出口-產(chǎn)出比,我們假設Ej,t(Aj,t)=θjYj,t(A,K,L,M,ε),對此方程兩邊取對數(shù)便可以得到本文計量方程的基本框架:其中,ln(θj)表示企業(yè)異質(zhì)性導致的固定效應。在實際操作中,我們還加入與企業(yè)自身特征相關的一系列變量作為控制變量,如企業(yè)年齡、規(guī)模及所有制特征。此外,我們還加入了時間虛擬變量以控制年份效應。依據(jù)以上理論模型框架,本文計量模型的基本形式為:在計量方程(6)式中,i、j、k、t分別表示企業(yè)、行業(yè)(3分位)、省份與年份。因變量lnexijkt表示企業(yè)出口額的對數(shù)值。重點關注的解釋變量lnintermijkt/lncapitalijkt分別表示企業(yè)進口的中間品和資本品數(shù)額的對數(shù)值。對于進口產(chǎn)品種類的劃分,最為常用的產(chǎn)品分類標準為BroadEconomicClassification(BEC)標準(Dean等,2011;Upward等,2012)。該分類標準提供了兩類信息:第一類信息是三種產(chǎn)品(中間品、資本品和消費品)對應的BEC編碼;第二類信息是BEC編碼與6分位HS產(chǎn)品編碼的對應表。5由于海關貿(mào)易數(shù)據(jù)中的產(chǎn)品分類為8分位HS編碼,我們先將HS編碼轉(zhuǎn)化為BEC編碼,然后再利用BEC編碼來分離出一般貿(mào)易進口品包含的中間品。為了驗證BEC分類標準對產(chǎn)品的分類效率,本文將BEC分類標準對中國海關貿(mào)易進口數(shù)據(jù)中“來料加工裝配貿(mào)易”設備項下的產(chǎn)品進行了分類,6我們發(fā)現(xiàn)BEC分類標準能夠較好地識別產(chǎn)品類型,由此證明了其有效性。lnemployeeijkt表示企業(yè)年均員工數(shù)的對數(shù)值。此外,我們還在(6)式中加入了如下控制變量:tfρijkt表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率,依據(jù)現(xiàn)有的異質(zhì)性企業(yè)國際貿(mào)易理論,生產(chǎn)率是影響企業(yè)出口行為的決定性因素,因此,必須在計量方程中加以控制,估算方法同前文。ageijkt表示企業(yè)年齡。ownershipijkt表示企業(yè)的6種所有制類型,包括:國有(o1)、集體(02)、獨立法人(o3)、私人所有(o4)、港澳臺(o5)及非港澳臺外商投資(o6)企業(yè)。劃分標準是按照企業(yè)注冊資本中大于50%的出資人身份來界定的。此外,我們也控制了企業(yè)所處的省份地區(qū)固定效應(province)、行業(yè)(3分位)固定效應(industry)和年份固定效應(year)。εijkt表示的是隨機擾動項。四經(jīng)驗分析(一)資本品和中間品進口對企業(yè)下進出口貿(mào)易的影響我們使用一般混合最小二乘法(POLS)方法來估算(6)式?？紤]到國內(nèi)企業(yè)的出口具有地域意義上的產(chǎn)業(yè)集聚效應,因此,我們在回歸時加入企業(yè)所處的地級城市作為聚類效應(clusteringeffect)對此加以控制。此外,由于我們的樣本企業(yè)中既有單純進口資本品(數(shù)量約占5.2%)或中間品(數(shù)量約占50.1%)的企業(yè),同時也存在相當比例的進口兩種類型的企業(yè)(數(shù)量約占44.7%),基于樣本數(shù)據(jù)的這種特征,遵循(6)式的理論邏輯,有必要將樣本企業(yè)按照三種進口類型進行分組估算。在充分考慮這兩方面情況的基礎上,我們將區(qū)分的不同子樣本組的估計結(jié)果列示于表2。在只有資本品進口的子樣本組中(表2第(1)列),資本品進口額對企業(yè)出口額的影響在1%的水平下顯著為正,這表明資本品進口額每增加1個百分點,則會顯著促進企業(yè)出口額提高約0.48個百分點。在只有中間品進口的子樣本組中(表2第(2)列),中間品進口額對企業(yè)出口額的影響在1%的水平下顯著為正,這表明中間品進口額每增加1個百分點,會顯著促進企業(yè)出口額提高約0.53個百分點。在既有中間品進口又有資本品進口的子樣本組中(表2第(3)列),資本品和中間品的進口額對企業(yè)出口額的影響也均在1%的水平下顯著為正,這就說明資本品進口額每增加1個百分點,會顯著促進企業(yè)出口額提高約0.26個百分點,同時,中間品進口額每增加1個百分點,則會顯著促進企業(yè)出口額提高約0.1個百分點。由此,可初步判斷,資本品和中間品的進口均可顯著促進企業(yè)出口,這為中國存在進口引致出口的機制提供了初步的支持證據(jù)。在上面利用POLS方法的回歸中,雖然我們控制了企業(yè)的所有制類型特征,控制了企業(yè)所處的3分位行業(yè)、省份地區(qū)與年份的固定效應,并且也控制了企業(yè)所處地級城市的聚類效應,但這并不能有效解決企業(yè)進口和出口之間由于逆向因果關系導致的內(nèi)生性問題。從現(xiàn)實角度來看,很有可能存在出口越多的企業(yè)越是傾向于進口更多中間品或資本品的情形。因此,我們嘗試將企業(yè)資本品和中間品變量的滯后1期變量,分別放入(6)式中重新進行回歸,回歸結(jié)果見表2第(4)～(6)列。從中可以發(fā)現(xiàn)兩點:第一,在單純有資本品和中間品進口的子樣本組中,與當期的回歸結(jié)果對比,滯后1期資本品和中間品進口變量的系數(shù)和顯著性并未發(fā)生明顯變化,這說明資本品和中間品進口對出口引致效應的穩(wěn)健性;第二,從既有資本品又有中間品進口的子樣本組來看,資本品和中間品進口變量的系數(shù)和t值發(fā)生了變化。滯后1期的資本品進口變量彈性系數(shù)明顯變小,而滯后1期的中間品進口變量彈性系數(shù)明顯變大。這樣的結(jié)果表明,對于那些既有資本品又有中間品進口的企業(yè),中間品進口對出口的引致作用大于資本品進口。(二)動態(tài)面板回歸模型估計結(jié)果盡管前面我們采用一般的POLS方法得到了初步的估計結(jié)果,并且也嘗試采用滯后變量方法來緩解其可能存在的內(nèi)生性問題,但仍然無法有效解決如下問題:第一,(6)式中可能并未考慮到企業(yè)中未被觀察到的異質(zhì)性因素(例如人力資本、管理者能力與偏好等因素)。這些未被觀察到的異質(zhì)性因素或許能夠很好地解釋企業(yè)出口額的差異。我們的樣本數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù),為了更加有效地利用面板數(shù)據(jù)所提供的信息,并考慮(6)式中可能遺漏的部分與企業(yè)異質(zhì)性相關的因素變量,我們將隨機誤差項εijkt進一步分解為與時間無關的企業(yè)異質(zhì)性誤差項c,和其余的誤差項。但在此框架下,POLS估計方法不再一致有效。第二,企業(yè)的出口決策行為在一般情況下具有連續(xù)性,因此,有必要在(6)式中加入企業(yè)出口額的滯后1期變量?？墒?企業(yè)出口額的滯后項對于企業(yè)的資本品和中間品進口以及各控制變量的向量自回歸方法,可能會引起序列相關性和內(nèi)生性的問題。在此框架下,POLS估計方法也不再有效且結(jié)果有偏。第三,在(6)式中,其他控制變量如企業(yè)規(guī)模和企業(yè)TFP也可能是內(nèi)生的。在此框架下,POLS就不再有效且結(jié)果有偏。因此,我們需要引入另一種估計方法來解決這些問題?；诒疚氖褂玫臄?shù)據(jù)特征,我們在動態(tài)面板數(shù)據(jù)中引入了兩步系統(tǒng)GMM的估計方法。同時將企業(yè)規(guī)模和企業(yè)TFP這些控制變量也作為內(nèi)生變量來加以處理,相關的估計結(jié)果見表3第(1)～(3)列,從中可以看出,核心解釋變量和各控制變量的估計結(jié)果仍然與POLS的結(jié)果一致。這就在相當程度上驗證了本文所得到的結(jié)論。具體從兩步系統(tǒng)GMM方法的估計結(jié)果來看,在只有資本品進口的子樣本組中(表3第(1)列),資本品進口額每增加1個百分點,企業(yè)出口額會顯著提高約0.45個百分點。在只有中間品進口的子樣本組中(表3第(2)列),中間品進口額每增加1個百分點,企業(yè)出口額會顯著提高約0.51個百分點。而在既有中間品進口又有資本品進口的子樣本組中(表3第(3)列),資本品進口額每增加1個百分點,企業(yè)出口額會顯著提高約0.17個百分點,同時,中間品進口額每增加1個百分點,企業(yè)出口額會顯著提高約為0.45個百分點。與POLS方法的估計結(jié)果進行對比,可以看出本文所關注的重要變量的系數(shù)彈性并未有本質(zhì)變化,保持了穩(wěn)定性,并且,在選擇了作為工具變量的差分方程與水平方程的合適滯后期后,各計量模型的Hansen檢驗以及AR(2)檢驗,均通過了該方法的檢驗要求。由于樣本企業(yè)中只有約26.7%的企業(yè)出口,表明我們的樣本數(shù)據(jù)中高達73.3%的企業(yè)沒有出口,這會導致作為企業(yè)出口額的因變量中存在大量零值。因變量中如此大數(shù)量的零值,可能導致回歸結(jié)果的偏誤,而Tobit模型恰好能夠很好地解決零值問題。表3第(4)～(6)列是我們使用Tobit模型的回歸結(jié)果,從中可以發(fā)現(xiàn),雖然各子樣本組中資本品和中間品變量的邊際影響效應發(fā)生了一定程度的變化,但各變量的符號方向和顯著性并沒有本質(zhì)變化。這進一步證明了本文所得結(jié)論的可靠性。(三)企業(yè)生產(chǎn)效率的測度本文的研究樣本主要是針對一般貿(mào)易類型企業(yè),排除了加工貿(mào)易和混合貿(mào)易類型企業(yè)可能會造成樣本選擇偏差問題,為盡可能保證本文研究結(jié)果的可靠性和穩(wěn)健性,我們采用Heckman兩步法來處理可能的樣本選擇偏差問題。按照Heckman兩步法的基本思想,首先構建第一步的選擇方程,具體設定如下:其中,因變量imortstyleijkt為企業(yè)進口類型的虛擬變量,一般貿(mào)易的進口類型為1,其他類型為0。tfpijkt為采用LP方法估算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率。李春頂(2010)指出,中國情景下加工貿(mào)易企業(yè)的生產(chǎn)率要顯著低于其他類型企業(yè),即存在加工貿(mào)易企業(yè)的“生產(chǎn)率悖論”現(xiàn)象。這種情形下,生產(chǎn)率是甄別加工貿(mào)易類型的重要指標。trainijkt表示企業(yè)人均教育培訓費用支出,與加工貿(mào)易類型企業(yè)有所不同,一般貿(mào)易類型的企業(yè)更需要對員工進行專業(yè)化的教育培訓來滿足出口產(chǎn)品的質(zhì)量要求。我們發(fā)現(xiàn),一般貿(mào)易類型企業(yè)人均教育培訓費用支出要顯著高于其他類型企業(yè),本文的樣本數(shù)據(jù)表明,一般貿(mào)易類型企業(yè)的人均教育培訓費用支出為0.092(千元),遠高于加工貿(mào)易和混合貿(mào)易類型企業(yè)的0.029(千元)和0.066(千元),這說明選擇人均教育培訓費用變量作為區(qū)分企業(yè)貿(mào)易類型的有效性。exijkt表示企業(yè)是否有出口的虛擬變量,是為1,否則為0。sizeijkt為企業(yè)固定資產(chǎn)凈額的對數(shù),表示企業(yè)規(guī)模。ageijkt表示企業(yè)年齡。∑ownershipijkt為企業(yè)按6種所有制類型區(qū)分的虛擬變量,是為1,否則為0。企業(yè)所處省份地區(qū)、行業(yè)和年份固定效應的定義與計量方程(6)式相同。vijkt是遵從i.i.d.分布的隨機擾動項。表4第(1)～(3)列報告了采用Heckman兩步法所得到的回歸結(jié)果。從中可以看出,在采用Heckman兩步法的各子樣本組中資本品和中間品進口變量的邊際彈性,與使用POLS方法的回歸結(jié)果非常接近,這就說明,樣本選擇問題在很大程度上并不會對本文的計量結(jié)果造成特殊的影響,由此,再次驗證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。(四)psm-did模型分析本文結(jié)論能否成立的關鍵,就在于解決資本品和中間品進口與企業(yè)出口之間逆向因果關系所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。前文所采用的系統(tǒng)GMM估計方法,未必能很好解決二者之間的內(nèi)生性問題。中國于2001年年底正式加入WTO,由于必須履行大幅降低進口關稅的承諾與義務,導致中國企業(yè)的進口成本大幅降低,在很大程度上鼓勵了中國企業(yè)的進口。這就類似于中國對外開放的一次“自然實驗”。我們的樣本數(shù)據(jù)期限是2000～2006年,恰好覆蓋了中國加入WTO的前后期限,為我們使用PSM估計方法解決內(nèi)生性問題提供了一個很好的機會。首先,我們將采用(8)式的基本方程來檢驗新進入資本品或中間品進口市場企業(yè)的進口能否促進出口額的顯著增長。我們選擇在2000～2006年樣本觀察期內(nèi)第一次開始進口資本品或中間品的連續(xù)進口企業(yè)來作為新進入進口市場的企業(yè)。其次,用來計算新進入進口市場的企業(yè)和無進口企業(yè)的匹配概率方程中的控制變量包括:滯后1期的企業(yè)出口密集度(出口/銷售額);滯后1期的企業(yè)現(xiàn)金流((稅后利潤+當年折舊)/企業(yè)總資產(chǎn));滯后1期的企業(yè)流動性((流動資本-流動負債)/企業(yè)總資產(chǎn));滯后1期的企業(yè)全要素生產(chǎn)率;滯后1期的企業(yè)規(guī)模(企業(yè)年均員工數(shù)的對數(shù)值);企業(yè)年齡;企業(yè)人均資本;企業(yè)出口方式的虛擬變量(一般貿(mào)易、加工貿(mào)易、混合貿(mào)易與其他貿(mào)易方式,是為1,否則為0);企業(yè)銷售額增長率;企業(yè)所有制特征;企業(yè)省份地區(qū)、行業(yè)和年份特征。表5為使用PSM-DID估計方法的檢驗結(jié)果。從中可以看出:一方面,新進入中間品進口市場的企業(yè)出口增長率的ATT(平均處理獲得效應)在5%顯著水平上為正,這就驗證了中間品的進口對企業(yè)出口所具有的引致作用。而且,可以發(fā)現(xiàn),滯后1期和滯后2期的新進入中間品進口市場的企業(yè)出口增長率的ATT數(shù)值在變大,bootstrap處理后的Z統(tǒng)計值的顯著性也在提升,說明中間品的進口對企業(yè)出口的促進效應,表現(xiàn)出增強的連續(xù)效應和滯后效應。另一方面,新進入資本品進口市場的企業(yè)出口增長率的ATT也在5%顯著水平上為正,驗證了資本品進口對企業(yè)出口具有引致作用。而且,滯后1期和滯后2期的新進入資本品進口市場的企業(yè)出口增長率的ATT數(shù)值表現(xiàn)出穩(wěn)定性,bootstrap處理后的Z統(tǒng)計值的顯著性也較為穩(wěn)定,表明資本品的進口對企業(yè)出口的促進效應,表現(xiàn)出較為穩(wěn)定的連續(xù)效應和滯后效應。進一步,為突出在中國加入WTO這個外部制度沖擊的“擬自然實驗”環(huán)境下進口對出口的引致作用,我們又做了穩(wěn)健性檢驗:7以2000年為非進口,且在2002年后加入進口市場的企業(yè)作為處理組,以樣本期間內(nèi)一直不進口的企業(yè)作為對照組,考察加入WTO這個外部沖擊對兩類企業(yè)出口額增長率差異的作用,結(jié)果見表5的穩(wěn)健性檢驗。從中可以看出,無論是從何種時期新進入進口企業(yè)的出口額增長率來看,進口引致出口機制均顯著存在,而且,從ATT的數(shù)值和顯著性來看,這種進口引致出口機制在中國加入WTO后新進入進口市場的企業(yè)中表現(xiàn)得更為突出。(五)子樣本組回歸結(jié)果的分析由于政府的政策優(yōu)惠和金融支持在不同所有制類型的企業(yè)中存在顯著差異,因此,不同所有制類型的企業(yè)在出口和進口的兩方面存在顯著差異?；诖?我們認為進口引致出口機制可能在不同所有制企業(yè)間有所差異,需要區(qū)分所有制類型分別加以檢驗。表6第(1)～(3)列、第(4)～(6)列和表7第(1)～(3)列分別展示了國有與集體企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)子樣本組的回歸結(jié)果,從中可以看出其差異性:第一,在單純有資本品進口的企業(yè)中,民營企業(yè)的資本品進口變量的系數(shù)彈性要明顯大于國有與集體企業(yè)和外資企業(yè),這樣的結(jié)果說明資本品的進口引致出口作用是促進中國民營企業(yè)出口的重要機制;第二,在單純有中間品進口的企業(yè)中,民營企業(yè)的中間進口變量的系數(shù)彈性也要明顯大于國有與集體企業(yè)和外資企業(yè),說明中間品的進口引致出口作用也是促進中國民營企業(yè)出口擴張的重要機制;第三,在既有資本品也有中間品進口的企業(yè)中,民營企業(yè)的資本品或中間進口變量的系數(shù)彈性均要明顯大于國有與集體企業(yè)和外資企業(yè),這進一步說明,無論是資本品還是中間品進口引致出口的作用,均是促進中國民營企業(yè)出口擴張的重要機制。而且,在民營企業(yè)的子樣本組中,資本品進口變量的系數(shù)彈性,從數(shù)值上要高于中間品進口變量的系數(shù)彈性,表明資本品進口對民營企業(yè)出口的引致作用要高于中間品。相反,在國有與集體企業(yè)中仍然是中間品進口對企業(yè)出口的引致作用要高于資本品。(六)中間品進口額的變化本文的樣本數(shù)據(jù)顯示,中國進口的資本品中,從高收入國家進口的企業(yè)數(shù)比重為85.95%,從中收入國家進口的企業(yè)數(shù)量比重為10.89%,從低收入國家進口的企業(yè)數(shù)量比重為3.11%。中國進口的中間品中,從高收入國家進口的企業(yè)數(shù)比重為72.60%,從中收入國家進口的企業(yè)數(shù)量比重為17.16%,從低收入國家進口的企業(yè)數(shù)量比重為10.11%。這樣的進口來源格局促使我們考慮進口引致出口機制在不同進口來源國是否存在差異性?表7和8列示了我們按企業(yè)資本品和中間品的進口來源國的不同收入類型進行分組后的回歸結(jié)果?？梢钥闯?第一,在從高收入國家進口資本品的子樣本組中(表7第(4)列),資本品進口額每增加1個百分點,企業(yè)出口額會顯著提高約0.57個百分點。在從高收入國家進口中間品的子樣本組中(表7第(5)列),中間品進口額每增加1個百分點,企業(yè)出口額會顯著提高約0.79個百分點。而在從高收入國家既進口資本品也進口中間品的子樣本組中(表7第(6)列),資本品進口額每增加1個百分點,企業(yè)出口額會顯著提高約0.35個百分點,同時,中間品進口額每增加1個百分點,企業(yè)出口額則會顯著提高約0.54個百分點。第二,在從中收入國家進口資本品的子樣本組中(表8第(1)列),資本品進口額每增加1個百分點,會顯著促進企業(yè)出口額提高約0.12個百分點。在從中收入國家進口中間品的子樣本組中(表8第(2)列),中間品進口額每增加1個百分點,會顯著促進企業(yè)出口額提高約0.10個百分點。而在從中收入國家既進口資本品同時也進口中間品的子樣本組中(表8第(3)列),資本品進口中進口引致出口機制不再呈現(xiàn),但在中間品進口中仍呈現(xiàn)進口引致出口機制,中間品進口額每增加1個百分點,會顯著促進企業(yè)出口額提高約0.06個百分點。第三,在從低收入國家進口資本品的子樣本組中(表8第(4)列),資本品進口額每增加1個百分點,會顯著促進企業(yè)出口額提高約0.02個百分點。在從低收入國家進口中間品的子樣本組中(表8第(5)列),中間品進口額每增加1個百分點,會顯著促進企業(yè)出口額提高約0.07個百分點。在從低收入國家既進口資本品同時也進口中間品的子樣本組中(表8第(6)列),資本品進口中不再呈現(xiàn)進口引致出口機制,但在中間品進口中仍呈現(xiàn)進口引致出口機制,中間品進口額每增加1個百分點,則會顯著促進企業(yè)出口額提高約0.05個百分點。以上結(jié)果為我們深入理解中國背景下進口引致出口機制的復雜效應提供了新視角。根據(jù)以上檢驗結(jié)果,我們發(fā)現(xiàn):首先,從高收入國家的進口是導致中國出口增長奇跡的重要驅(qū)動機制。無論是從資本品還是中間品的角度來看,進