中間品貿(mào)易自由化的生產(chǎn)率效應＊——以中國加入WTO為背景的經(jīng)驗研究

毛其淋，許家云

（1.南開大學 國際經(jīng)濟研究所，天津 300071；2.南開大學 國際經(jīng)濟貿(mào)易系，天津 300071）

一、引 言

長期以來，貿(mào)易自由化與生產(chǎn)率之間的關(guān)系備受國際經(jīng)濟學界的關(guān)注。早期文獻主要是考察貿(mào)易自由化對行業(yè)生產(chǎn)率的影響（Tybout和 Westbrook，1995；Head和Ries，1999；Ferreira和Rossi，2003），大多認為貿(mào)易自由化通過競爭效應促進了行業(yè)生產(chǎn)率的提高。隨著微觀數(shù)據(jù)可獲得性的增強，學者們也開始從微觀層面研究貿(mào)易自由化與企業(yè)生產(chǎn)率之間的關(guān)系。其中，Pavcnik（2002）利用智利制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)檢驗了最終品關(guān)稅下降對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，認為最終品貿(mào)易自由化顯著提高了企業(yè)生產(chǎn)率。Fernandes（2007）對哥倫比亞企業(yè)的研究也表明，在控制行業(yè)和企業(yè)等異質(zhì)性特征之后，最終品關(guān)稅減讓顯著提高了企業(yè)生產(chǎn)率，并且規(guī)模越大的企業(yè)提升效果越好。此外，一些學者也特別關(guān)注了貿(mào)易自由化與中國企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系。例如，余淼杰（2010）利用1998－2002年中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行實證研究后發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化顯著提高了企業(yè)生產(chǎn)率；而王恬和王蒼峰（2010）采用世界銀行1999－2002年的中國企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析后則認為最終品關(guān)稅減讓不利于企業(yè)生產(chǎn)率的提高，這主要是由于進口競爭降低了本國企業(yè)的市場份額，進而抑制了生產(chǎn)率進步。

以上文獻都是從最終品關(guān)稅減讓的角度來考察貿(mào)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響。近年來，越來越多的學者強調(diào)中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率的作用。這類文獻基本上是同時考慮最終品關(guān)稅與中間品關(guān)稅，并將二者對企業(yè)生產(chǎn)率的影響進行對比分析。例如，Schor（2004）對巴西制造業(yè)企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，除了最終品貿(mào)易自由化可以促進企業(yè)生產(chǎn)率提高之外，中間品貿(mào)易自由化也能顯著提升企業(yè)生產(chǎn)率。Amiti和Konings（2007）基于印度尼西亞制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行的實證研究也發(fā)現(xiàn)，中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響程度大概是最終品貿(mào)易自由化的兩倍。最近，Yu（2014）利用2000－2006年中國制造業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，中間品關(guān)稅下降對企業(yè)生產(chǎn)率的促進作用要小于最終品貿(mào)易自由化的作用。

本文在研究方法和視角上與上述文獻有所不同。在研究方法上，本文以中國2001年12月加入WTO作為自然實驗，利用倍差法（difference－in－difference，DID）考察中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，進而有效地克服了內(nèi)生性問題。在研究視角上，本文不僅考察中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，而且還檢驗了其背后的作用機制，同時還將企業(yè)微觀層面與行業(yè)中觀層面相結(jié)合進行了系統(tǒng)的研究。

本文剩余部分的結(jié)構(gòu)安排為：第二部分為典型事實與影響機制分析；第三部分構(gòu)建模型并對數(shù)據(jù)進行說明；第四部分報告估計結(jié)果并進行分析；第五部分進一步考察中間品貿(mào)易自由化與行業(yè)生產(chǎn)率進步的關(guān)系；最后部分為結(jié)論。

二、典型事實與影響機制分析

（一）核心指標的測度與典型事實

本文的一個核心指標是中間品貿(mào)易自由化，用行業(yè)中間品的關(guān)稅率來表示。與Amiti和Konings（2007）以及Ahsan（2013）類似，我們采用以下公式來測算行業(yè)層面的中間品關(guān)稅稅率：

其中，j表示3位碼行業(yè)，w表示投入品，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年中國投入產(chǎn)出表計算得到。此外，考慮到投入權(quán)重可能隨時間變化，在計算2000－2004年和2005－2007年的投入權(quán)重時分別使用了2002年和2007年的中國投入產(chǎn)出表；計算結(jié)果非常相似。此外，outputtarwt表示行業(yè)最終品關(guān)稅稅率，由∑k∈Θwtnktτkt／∑k∈Θwtnkt計算得到，nkt為產(chǎn)品k在第t年的稅目數(shù)。

本文的另一個核心變量是企業(yè)生產(chǎn)率?？紤]到使用傳統(tǒng)OLS方法估計企業(yè)生產(chǎn)率可能會存在同步偏差和選擇性偏差問題，為了更為精確地估計企業(yè)生產(chǎn)率，本文采用Olley和Pakes（1996）的方法（以下稱OP法），并結(jié)合樣本數(shù)據(jù)本身的特點和中國的實情進行了以下三個方面的擴展：第一，借鑒Biesebroeck（2005）的做法，我們將企業(yè)的出口決策納入到投資函數(shù)中，即把出口決策作為企業(yè)投資函數(shù)的一個關(guān)鍵變量；第二，考慮到中國在2000年施行了西部大開發(fā)政策，為了控制該政策對全要素生產(chǎn)率的可能沖擊，我們引入了西部大開發(fā)虛擬變量。②2000年及之后的西部地區(qū)取值為1，其余的取值為0。第三，由于中國在2001年底加入了WTO，為了捕捉這一沖擊的影響，我們進一步引入WTO虛擬變量。③2001年之后的年份取值為1，其余年份取值為0。

中間品關(guān)稅下降與企業(yè)生產(chǎn)率演變之間存在怎樣的關(guān)系？為了回答這一問題，我們在圖1A中繪制了行業(yè)中間品關(guān)稅與行業(yè)平均生產(chǎn)率的二維散點圖和擬合線。從中可以看出，行業(yè)中間品關(guān)稅與行業(yè)平均生產(chǎn)率之間存在明顯的負相關(guān)關(guān)系，這表明生產(chǎn)率會隨著中間品貿(mào)易自由化水平的提高而上升。此外，我們在圖1B中進一步描繪了兩種類型（一般進口和加工進口）企業(yè)平均生產(chǎn)率與行業(yè)中間品關(guān)稅之間的散點圖。可以直觀地看到，一般進口企業(yè)的生產(chǎn)率與行業(yè)中間品關(guān)稅之間存在較為明顯的負相關(guān)關(guān)系，這說明了一般進口企業(yè)的生產(chǎn)率會隨著行業(yè)中間品關(guān)稅的下降而明顯提高，但加工進口企業(yè)中兩者之間的相關(guān)關(guān)系則較弱。

圖1 中間品關(guān)稅與企業(yè)生產(chǎn)率的散點圖

（二）中間品貿(mào)易自由化影響企業(yè)生產(chǎn)率的作用機制

實際上，中間品貿(mào)易自由化會通過多種渠道對生產(chǎn)率產(chǎn)生影響：第一，中間品關(guān)稅減讓的一個直接結(jié)果是企業(yè)所進口的中間投入品成本下降，這有助于增加企業(yè)的利潤，而企業(yè)盈利水平的提高可以使企業(yè)有更充足的資金去更新過時的機器設備、進行人員培訓以及開展研發(fā)投資活動（Bustos，2011）。第二，中間品關(guān)稅下降還能使企業(yè)從國外獲得更加多樣化的中間投入品（Goldberg等，2010），而進口中間品種類越多則越有利于企業(yè)生產(chǎn)率的提升（Kasahara和 Rodrigue，2008；Parsons和 Nguyen，2009；Halpern等，2011）。第三，中間品關(guān)稅減讓還能導致進口中間品質(zhì)量的提高（Goldberg等，2009；Bas和Strauss－Kahn，2015）。第四，以Melitz（2003）為代表的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論強調(diào)了資源再配置對生產(chǎn)率的作用，認為貿(mào)易自由化會迫使無效率的企業(yè)退出市場并且使得市場份額由低效率的企業(yè)向高效率的企業(yè)轉(zhuǎn)移，即貿(mào)易自由化可通過對資源進行有效的再配置進而提高行業(yè)總體生產(chǎn)率水平。Hsieh和Klenow（2009）還發(fā)現(xiàn)，如果中國的資本和勞動力能夠得到更有效的再配置，那么制造業(yè)的生產(chǎn)率將獲得30%－50%的額外增長。據(jù)此我們預期，資源再配置效應也可能是中間品貿(mào)易自由化提高生產(chǎn)率的途徑。

我們把上述四種作用機制分別概括為成本渠道、進口種類渠道、進口質(zhì)量渠道和資源再配置渠道；以中國2001年12月加入WTO作為自然實驗，實證檢驗中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響及其作用渠道。①由于我們的樣本數(shù)據(jù)中沒有企業(yè)進口成本信息，故不能對成本渠道進行檢驗，待今后數(shù)據(jù)更為完善的情況下，我們將對這一機制作進一步檢驗。

三、模型、方法與數(shù)據(jù)

（一）模型與方法

本文以中國2001年加入WTO作為政策沖擊，在一個自然實驗的框架下來識別中間品貿(mào)易自由化的生產(chǎn)率效應。根據(jù)中國的貿(mào)易政策，海關(guān)對加工進口企業(yè)所進口的原材料免除關(guān)稅，而對一般進口企業(yè)則征收關(guān)稅。中國加入WTO之后引發(fā)了大幅度的關(guān)稅減免，一般進口企業(yè)面臨的進口中間品關(guān)稅稅率因此出現(xiàn)迅速下降，但加工進口企業(yè)由于長期享受關(guān)稅優(yōu)惠政策，其面臨的進口中間品關(guān)稅稅率也就少有變動。據(jù)此，我們把制造業(yè)中從事進口貿(mào)易的企業(yè)劃分為一般進口企業(yè)和加工進口企業(yè)兩種類型，將一般進口企業(yè)作為處理組，將加工進口企業(yè)作為對照組，進而構(gòu)造如下倍差法回歸模型：

其中，下標i、j、k和t分別表示企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和年份；tfp表示企業(yè)生產(chǎn)率；虛擬變量treatment取值為1時表示一般進口企業(yè)，取值為0時表示加工進口企業(yè)；post為時間虛擬變量，2001年之后的年份取值為1，2001年及其之前的年份取值為0；估計系數(shù)α3刻畫了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，若α3＞0，說明中間品貿(mào)易自由化提高了企業(yè)生產(chǎn)率，反之則表明中間品貿(mào)易自由化降低了企業(yè)生產(chǎn)率。

為了更準確地考察中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，我們在控制變量Xit中考慮了如下因素：企業(yè)年齡（age），用當年年份與企業(yè)開業(yè)年份的差來衡量；企業(yè)規(guī)模（size），用企業(yè)銷售額的對數(shù)值來表示，企業(yè)銷售額使用以2000年為基期的工業(yè)品出廠價格指數(shù)進行平減得到；資本密集度（klr），用年平均固定資產(chǎn)凈值余額與年平均從業(yè)人員人數(shù)的比值取對數(shù)來表示，其中固定資產(chǎn)凈值年平均余額使用以2000年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減處理得到；國有企業(yè)啞變量（state）和外資企業(yè)啞變量（foreign）用于控制所有權(quán)屬性對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，當企業(yè)為國有企業(yè)時，state取值為1，否則為0，當企業(yè)為外資企業(yè)時，foreign取值為1，否則為0；政府補貼（subsidy），用政府補貼與企業(yè)銷售額的比值取對數(shù)來表示，用來考察政府對企業(yè)的扶持政策可能對生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響；融資約束（finance），借鑒孫靈燕和李榮林（2011）的做法，采用利息支出與固定資產(chǎn)的比值取對數(shù)來衡量，如果該值越大則表明企業(yè)面臨的融資約束問題越?。黄髽I(yè)市場集中度用赫芬達爾指數(shù)（herf）來衡量，其計算式為herfjt＝∑i∈Ij（saleit／salejt）2＝∑i∈IjS2it，其中saleit表示企業(yè)i在t年的銷售額，salejt表示行業(yè)j在t年的總銷售額，Sit表示企業(yè)i在t年的市場占有率，該指數(shù)越大則表明企業(yè)市場集中程度越大，即壟斷性越高，該指數(shù)越小則意味著企業(yè)的市場競爭程度越強。此外，我們還在回歸中進一步控制了非觀測的行業(yè)特征vj和非觀測的地區(qū)特征vk。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文涉及三組微觀數(shù)據(jù)：第一組是產(chǎn)品層面的進口關(guān)稅數(shù)據(jù)，來自WTO的Tariff DownloadFacility數(shù)據(jù)庫；第二組是中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)（時間跨度為1998－2007年），①需要說明的是，2008年及其之后年份的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)在一些重要指標上缺失嚴重。例如，2008年和2009年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)缺失工業(yè)增加值、工業(yè)中間投入和固定資產(chǎn)凈值等指標，而這些是測算企業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)鍵數(shù)據(jù)。因此，本文選取指標相對完整的1998－2007年作為樣本時間段。來自國家統(tǒng)計局的工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；第三組是中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)（時間跨度為2000－2007年），①這是我們目前所能獲得的最新中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)。來自中國海關(guān)總署。其中，產(chǎn)品層面的進口關(guān)稅數(shù)據(jù)主要用于測算中間品關(guān)稅指標。

本文借鑒Yu（2014）的方法，將中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)進行合并。②限于篇幅，這里沒有給出兩套數(shù)據(jù)合并的具體步驟。與現(xiàn)有文獻一致，我們選取制造業(yè)進行研究，即在原始樣本中剔除采礦業(yè)、電力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè)數(shù)據(jù)。由于中國在2002年頒布了新的《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》，這里我們根據(jù)Brandt等（2012）的做法對中國工業(yè)行業(yè)分類（CIC）4位碼進行了調(diào)整。另外，我們借鑒Ahn等（2011）的做法對貿(mào)易中間商進行了剔除，即將海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫中企業(yè)名稱包含“進出口”、“經(jīng)貿(mào)”、“貿(mào)易”、“科貿(mào)”和“外經(jīng)”等字樣的企業(yè)從樣本中剔除。最后，本文還進一步參照Feenstra等（2014）和Yu（2014）的做法，對異常樣本進行了刪除，最終得到130 074個觀測值。③需要說明的是，由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)缺失2004年的“工業(yè)增加值”，我們根據(jù)以下會計準則進行估算：工業(yè)增加值＝工業(yè)總產(chǎn)值－工業(yè)中間投入＋應繳增值稅。

四、估計結(jié)果與分析

（一）基本估計結(jié)果

基本估計結(jié)果報告見表1，其中列（1）沒有加入企業(yè)層面控制變量和其他固定效應，列（2）加入了企業(yè)層面控制變量但未控制其他固定效應，列（3）在此基礎上控制了行業(yè)固定效應，列（4）則進一步控制了地區(qū)固定效應。從表1可以看出，核心解釋變量（treatment×post）的估計系數(shù)符號和顯著性水平在控制變量變化后沒有發(fā)生根本性改變，這說明回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)定性。列（4）的回歸結(jié)果顯示：在控制了其他影響因素后，變量treatment的系數(shù)顯著為正，表明初始年份處理組企業(yè)的生產(chǎn)率水平明顯高于對照組企業(yè)，這符合加工貿(mào)易企業(yè)具有較低的生產(chǎn)率的事實；變量post的估計系數(shù)為正并通過1%水平的顯著性檢驗，意味著不論是處理組企業(yè)還是對照組企業(yè)的生產(chǎn)率都隨著時間的推移有顯著提升。對于本文重點關(guān)注的倍差法估計量treatment×post，其系數(shù)為0.0631且在1%水平上顯著，這表明在控制了其他影響因素后，一般進口企業(yè)的生產(chǎn)率在中國加入WTO之后顯著提高了6.3%，即中間品貿(mào)易自由化顯著促進了企業(yè)生產(chǎn)率的提高。

表1 基本估計結(jié)果

續(xù)表1 基本估計結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了保證核心結(jié)論的可靠性，我們從四個方面進行穩(wěn)健性檢驗：第一，使用Levinsohn和Petrin（2003）的方法（簡稱LP法）測算企業(yè)生產(chǎn)率；第二，將行業(yè)最終品關(guān)稅加入到倍差法模型中重新進行估計；第三，直接將行業(yè)中間品關(guān)稅與行業(yè)最終品關(guān)稅加入到企業(yè)生產(chǎn)率的影響因素模型進行估計；第四，構(gòu)建兩期倍差法模型（two－period）進行估計。經(jīng)過上述檢驗后發(fā)現(xiàn)，本文的結(jié)論均具有較好的穩(wěn)健性。①限于篇幅，這里沒有給出穩(wěn)健性檢驗的具體過程與結(jié)果，感興趣的讀者可向作者索取。

（三）影響渠道

前文的基本估計結(jié)果表明，中間品貿(mào)易自由化顯著提高了企業(yè)生產(chǎn)率，但我們對中間品貿(mào)易自由化提升企業(yè)生產(chǎn)率的渠道的認識還十分有限。在這一部分，我們將建立中介效應模型對影響渠道進行檢驗。

1.中介效應模型的設定

根據(jù)之前的分析和數(shù)據(jù)的可獲得性，我們選擇進口種類（variety）和進口質(zhì)量（quality）作為中介變量。中介效應模型的基本程序分3步進行：第一步，將因變量對基本自變量進行回歸；第二步，將中介變量對基本自變量進行回歸；第三步，將因變量同時對基本自變量和中介變量進行回歸。本文的中介效應模型由如下4組回歸方程構(gòu)成：

其中，下標i、j、k和t分別表示企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和年份；與前文類似，treatment為二元虛擬變量，取1時表示一般進口企業(yè)，否則為加工進口企業(yè)；post為時間虛擬變量，其中在2001之后的年份取值為1。varietyit表示進口種類，用企業(yè)i在第t年所進口的HS8位碼產(chǎn)品種類數(shù)的對數(shù)值來表示；qualityit表示企業(yè)i在第t年的進口質(zhì)量。進口質(zhì)量的測算過程分3步進行：第一步，計算“企業(yè)－國家－產(chǎn)品”層面的產(chǎn)品質(zhì)量。借鑒Gervais（2013）和施炳展（2013）的做法，給定某個海關(guān)HS8位碼產(chǎn)品，將企業(yè)i在t年對c國的進口產(chǎn)品數(shù)量表示為：qict＝p－σ ictλσ－1ict（Yct／Pct）。對該式取對數(shù)并整理后可得到：

其中，qihct表示企業(yè)i在t期從c國進口產(chǎn)品h的數(shù)量，pihct表示企業(yè)i在t期從c國進口產(chǎn)品h的價格；φh表示產(chǎn)品虛擬變量，用來控制產(chǎn)品層面的非觀測效應；φct表示國家－時間維度的固定效應，用來控制僅隨出口國變化的特征變量（如地理距離）、僅隨時間變化的特征變量（如人民幣匯率變動）以及同時隨出口國和時間變化的特征變量（如出口國的GDP和價格指數(shù)）；εict表示包含產(chǎn)品質(zhì)量信息的殘差項。對式（7）進行估計，可以得到產(chǎn)品質(zhì)量表達式：第二步，對以上產(chǎn)品質(zhì)量指數(shù)進行標準化處理，即rqlict＝（qlict－其中分別表示對每一種HS8位碼產(chǎn)品在“企業(yè)－國家－時間”維度求最小值和最大值。第三步，將“企業(yè)－國家－產(chǎn)品”層面的相對產(chǎn)品質(zhì)量（rqlicht）加總至企業(yè)層面，加總方法為其中，qualityit表示企業(yè)層面的進口質(zhì)量，Θit表示企業(yè)i在t年的進口產(chǎn)品和目的地集合，vicht表示樣本的價值量。

2.檢驗結(jié)果分析

表2報告了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響渠道的檢驗結(jié)果。其中列（1）是對基準倍差法模型的估計結(jié)果，①實際上，表2中列（1）是重復表1中式（4）的回歸，只不過是將回歸樣本調(diào)整至與表2中的其余回歸相同，以便更好地進行中介效應模型檢驗。可以看到，表2中的觀測值少于表1，這主要是由于我們在測算進口質(zhì)量時剔除了一些異常樣本。與表1的基本回歸結(jié)果類似，倍差法估計量treatment×post的估計系數(shù)顯著為正，再次表明中間品貿(mào)易自由化顯著提高了企業(yè)生產(chǎn)率。表2中列（2）和列（3）是分別對式（4）和式（5）進行估計的結(jié)果。此外，我們將中介變量variety和quality分別加入到式（3）中進行估計，結(jié)果分別列于表2中的列（4）和列（5）。最后，表2中列（6）進一步報告了同時加入中介變量variety和quality（即模型（6））的估計結(jié)果。

表2中列（2）的回歸結(jié)果顯示，treatment×post的估計系數(shù)為正并且通過了5%水平的顯著性檢驗，這表明中間品貿(mào)易自由化顯著提高了企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量。進一步來看，與加工進口企業(yè)相比，一般進口企業(yè)的進口種類在中國WTO之后顯著提升了17.4%。實際上，Klenow和Rodriguez－Clare（1997）對哥斯達黎加以及Goldberg等（2010）對印度的研究也都發(fā)現(xiàn)中間品關(guān)稅減讓有利于提高企業(yè)進口的產(chǎn)品種類。表2中列（3）報告了以進口質(zhì)量（quality）為因變量的倍差法模型回歸結(jié)果，從中可以看到，treatment×post的估計系數(shù)為正且通過1%水平的顯著性檢驗，表明中間品貿(mào)易自由化促進了企業(yè)進口質(zhì)量的提高。Goldberg等（2010）以及Bas和Strauss－Kahn（2012）的研究也都認為，企業(yè)會利用中間品關(guān)稅下降的機會來進口更高質(zhì)量的中間投入品要素。表2中列（4）至列（6）還報告了因變量對基本自變量和中介變量回歸的結(jié)果，估計結(jié)果顯示：variety的估計系數(shù)為正且在10%水平上顯著，這表明進口種類對企業(yè)生產(chǎn)率具有明顯的促進作用；quality的估計系數(shù)也為正且至少在5%水平上顯著，這說明進口質(zhì)量越高，越有利于促進企業(yè)生產(chǎn)率的提升。此外，我們還發(fā)現(xiàn)，與表2中列（1）基準回歸結(jié)果相比，在分別加入中介變量variety（列（4））和quality（列（5））之后，treatment×post的估計系數(shù)值和顯著性水平（t值）均出現(xiàn)了下降，這表明存在“進口種類”和“進口質(zhì)量”中介效應。進一步對比表2中列（4）與列（5）的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，列（5）中treatment×post的估計系數(shù)值出現(xiàn)了更大幅度的下降，這意味著“進口質(zhì)量”渠道比“進口種類”渠道更為重要。最后，在同時加入中介變量variety和quality（列（6））之后發(fā)現(xiàn)，treatment×post的估計系數(shù)值和顯著性水平也都進一步下降了。這進一步表明，進口種類的拓展與進口質(zhì)量的提升是中間品貿(mào)易自由化促進企業(yè)生產(chǎn)率提高的兩個渠道。

表2 影響機制的檢驗結(jié)果

五、進一步分析：中間品貿(mào)易自由化與行業(yè)生產(chǎn)率進步

我們將進一步研究制造業(yè)行業(yè)總體生產(chǎn)率的變動以及中間品貿(mào)易自由化和資源再配置在其中的作用，即著重檢驗資源再配置渠道。我們首先按照以下公式計算行業(yè)總體生產(chǎn)率：

其中，下標i表示企業(yè)，j表示3位碼行業(yè)，t表示年份；Θj表示行業(yè)j的企業(yè)集合；θit為權(quán)重，表示資源在企業(yè)間的配置情況，這里用企業(yè)i的銷售產(chǎn)值在行業(yè)j中的市場份額來衡量。將行業(yè)總體生產(chǎn)率從t－1期到t期的變化表示為：

其中，S、N和X分別表示存活企業(yè)、新進入企業(yè)和退出企業(yè)的集合。接下來借鑒Griliches和Regev（1995）對生產(chǎn)率的分解思路，①另一個常用的分解方法是Olley和Pakes（1996）提出的方法，將行業(yè)總體生產(chǎn)率分解為企業(yè)內(nèi)效應和協(xié)方差效應（又稱為資源再配置效應）兩項，是一種靜態(tài)分解方法；而本文所用的方法則是動態(tài)分解方法，并且分解內(nèi)容更為豐富。構(gòu)建如下動態(tài)分解恒等式：

其中，下標i、j和t分別表示企業(yè)、行業(yè)和年份；變量的上劃線表示其在相鄰兩期的平均值，即在分解式（10）中，第一項為“企業(yè)內(nèi)效應”（withinfirmeffect），即假定每個存活企業(yè)的市場份額在前后兩個時期保持不變，由存活企業(yè)自身生產(chǎn)率水平變化所引致的總體生產(chǎn)率變動，記為d＿within；第二項為“企業(yè)間效應”（acrossfirmeffect），反映的是給定每個存活企業(yè)的生產(chǎn)率水平在前后兩個時期保持不變，由存活企業(yè)的市場份額變化所引致的總體生產(chǎn)率變動，記為d＿across；第三項為“進入效應”（entryeffect），即由企業(yè)進入所引致的行業(yè)總體生產(chǎn)率的變動，當新進入企業(yè)的生產(chǎn)率高于行業(yè)平均生產(chǎn)率時該項為正，記為d＿entry；第四項為“退出效應”（exiteffect），即由企業(yè)退出所引致的總體生產(chǎn)率的變動，當退出企業(yè)的生產(chǎn)率低于行業(yè)平均生產(chǎn)率時該項為正，記為d＿exit。此外，根據(jù)既有的文獻（李玉紅等，2008；毛其淋和盛斌，2013），我們將第三項與第四項之和稱為凈進入效應（netentryeffect）或狹義的資源再配置效應，記為reallo1；將第二項至第四項之和定義為廣義的資源再配置效應，記為reallo2。

接下來，我們在行業(yè)生產(chǎn)率分解結(jié)果的基礎上，構(gòu)建如下計量模型：

其中，j表示3位碼行業(yè)，t表示年份；inputtarjt和outputtarjt分別表示3位碼行業(yè)層面的中間品關(guān)稅與最終品關(guān)稅；在不同的模型中，Yjt分別用d＿TFP、d＿within、d＿across、reallo1和reallo2表示，并且各個模型都控制了行業(yè)固定效應vj和時間固定效應vt。

表3報告了中間品貿(mào)易自由化與行業(yè)生產(chǎn)率變動的估計結(jié)果。在列（1）中，我們以行業(yè)生產(chǎn)率變動量（d＿TFP）作為被解釋變量，行業(yè)中間品關(guān)稅的估計系數(shù)顯著為負，表明中間品貿(mào)易自由化顯著促進了行業(yè)總體生產(chǎn)率的增長；行業(yè)最終品關(guān)稅的估計系數(shù)為負但不顯著，說明最終品貿(mào)易自由化對行業(yè)生產(chǎn)率增長只有微弱的作用。列（2）考察了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)內(nèi)效應的影響，行業(yè)中間品關(guān)稅的估計系數(shù)顯著為負，意味著中間品貿(mào)易自由化明顯地提高了在位存活企業(yè)的平均生產(chǎn)率水平，這提供了來自行業(yè)中觀層面的證據(jù)。從列（3）可以看到，行業(yè)中間品關(guān)稅的估計系數(shù)為負但不顯著，這說明中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)間效應的作用較為微弱；不過行業(yè)最終品關(guān)稅的估計系數(shù)顯著為負，表明最終品貿(mào)易自由化引致的競爭效應有利于市場份額從生產(chǎn)率水平相對低的企業(yè)向生產(chǎn)率水平相對高的企業(yè)轉(zhuǎn)移。列（4）以凈進入效應（reallo1）作為考察對象，結(jié)果顯示，中間品關(guān)稅和最終品關(guān)稅的估計系數(shù)均顯著為負，這表明貿(mào)易自由化迫使生產(chǎn)率較低的企業(yè)退出市場，即通過企業(yè)更替提高了行業(yè)總體生產(chǎn)率水平。這與以Melitz（2003）為代表的新新貿(mào)易理論的結(jié)論是一致的。表3中列（5）考察了中間品貿(mào)易自由化對廣義資源再配置效應的影響，中間品關(guān)稅與最終品關(guān)稅的估計系數(shù)均為負且都在5%水平上顯著，這進一步表明貿(mào)易自由化的確通過資源再配置效應促進了行業(yè)總體生產(chǎn)率的增長，通過比較還可以發(fā)現(xiàn)，中間品貿(mào)易自由化的影響程度更大。由此我們得出如下結(jié)論：資源再配置效應是中間品貿(mào)易自由化促進行業(yè)生產(chǎn)率增長的一個重要途徑。

表3 中間品貿(mào)易自由化與行業(yè)生產(chǎn)率變動

六、結(jié) 論

本文以中國2001年12月加入WTO作為自然實驗，研究了中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)生產(chǎn)率的影響及其作用機制。利用2000—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)的合并樣本進行倍差法估計后發(fā)現(xiàn)，中間品貿(mào)易自由化顯著地提高了企業(yè)生產(chǎn)率，這一結(jié)論在改變核心指標的測度方法、使用不同的模型設定和采用不同的計量方法的情況下都較為穩(wěn)健。此外，我們還構(gòu)建中介效應模型檢驗了中間品貿(mào)易自由化影響企業(yè)生產(chǎn)率的作用機制，結(jié)果表明，進口種類的拓展與進口質(zhì)量的提升是中間品貿(mào)易自由化促進企業(yè)生產(chǎn)率提高的兩個渠道，而且，“進口質(zhì)量”渠道更為重要。最后，我們采用Griliches和Regev（1995）的分析框架對行業(yè)總體生產(chǎn)率進行動態(tài)分解，結(jié)果表明，在位存活企業(yè)的生產(chǎn)率水平提升對行業(yè)總體生產(chǎn)率增長的貢獻最大，同時資源再配置效應的作用也不容忽視。在此基礎上，本文還實證考察了中間品貿(mào)易自由化、資源再配置與行業(yè)生產(chǎn)率增長之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)資源再配置效應是中間品貿(mào)易自由化促進行業(yè)生產(chǎn)率增長的重要途徑。

＊ 作者感謝匿名審稿人和編輯提出的富有建設性的意見。

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