我國(guó)制造業(yè)進(jìn)口多樣化及其生產(chǎn)率效應(yīng)研究

馬野青，曹彩云，巫 強(qiáng)

(南京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇南京 210093)

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我國(guó)制造業(yè)進(jìn)口多樣化及其生產(chǎn)率效應(yīng)研究

馬野青，曹彩云，巫 強(qiáng)

(南京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇南京 210093)

制造業(yè)進(jìn)口多樣化程度上升會(huì)提高其生產(chǎn)率。首先利用UNCOMTRADE數(shù)據(jù)測(cè)算2001—2014年我國(guó)25個(gè)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的進(jìn)口多樣化程度，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)總體進(jìn)口多樣化程度先下降后上升，呈現(xiàn)階段性波動(dòng)；不同要素密集度制造業(yè)的進(jìn)口多樣化程度存在差異，資本密集型制造業(yè)進(jìn)口多樣化程度最高、資源密集型制造業(yè)最低。其次提出制造業(yè)進(jìn)口多樣化可以通過橫向競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、橫向?qū)W習(xí)效應(yīng)和縱向溢出效應(yīng)提高其生產(chǎn)率，集中表現(xiàn)為勞動(dòng)生產(chǎn)率上升。最后采用系統(tǒng)GMM方法估計(jì)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，證實(shí)我國(guó)制造業(yè)進(jìn)口多樣化程度上升的確存在提高勞動(dòng)生產(chǎn)率的效應(yīng)，但是這種效應(yīng)在不同要素密集度制造業(yè)中存在差別，進(jìn)口多樣化程度上升顯著促進(jìn)資源密集型和勞動(dòng)密集型制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高、對(duì)資本密集型制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響不夠顯著。

進(jìn)口多樣化；勞動(dòng)生產(chǎn)率；制造業(yè)

一、問題的提出

自2001年加入WTO以來，我國(guó)進(jìn)口規(guī)模日益擴(kuò)大，增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)超世界平均水平。我國(guó)進(jìn)口總額從2001年的2 435.5億美元上升到2014年的19 592.35億美元，年均進(jìn)口增長(zhǎng)率達(dá)17.40%；進(jìn)口規(guī)模排名第2位，僅次于美國(guó)。但伴隨著進(jìn)口規(guī)模的增加，如何推動(dòng)進(jìn)口結(jié)構(gòu)的升級(jí)，尤其是合理優(yōu)化進(jìn)口多樣化程度的問題，引起越來越多的關(guān)注。在2015年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議上，我國(guó)提出要推動(dòng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，具體落實(shí)到外貿(mào)領(lǐng)域的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革來看，進(jìn)口多樣化不僅有助于國(guó)內(nèi)消費(fèi)者獲得更多種類的消費(fèi)品、提高社會(huì)福利水平，而且有助于國(guó)內(nèi)企業(yè)獲得更多種類的投入品和中間品，提高其生產(chǎn)率。但是，在中國(guó)外貿(mào)發(fā)展的大背景下，進(jìn)口多樣化程度究竟經(jīng)歷了怎樣的演變？這種演變是否對(duì)相關(guān)行業(yè)的生產(chǎn)率產(chǎn)生了重要的影響？這些問題的解決對(duì)于理解進(jìn)口在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中所扮演的角色具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

進(jìn)口多樣化問題已引起國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。首先，進(jìn)口多樣化程度需要進(jìn)行測(cè)算，最簡(jiǎn)單的方法就是直接計(jì)算進(jìn)口商品的種類數(shù)量，這雖然比較直觀，但無法反映不同商品種類的進(jìn)口金額差異。目前也有學(xué)者用Shannon多樣性指數(shù)測(cè)算進(jìn)口多樣化，即熵指數(shù)進(jìn)行度量進(jìn)口結(jié)構(gòu)[1]；還有利用面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析影響我國(guó)不同類型商品進(jìn)口價(jià)格的因素及其差異性[2]；基于CES生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建直接度量相對(duì)產(chǎn)品多樣化的Feenstra指數(shù)也是測(cè)算進(jìn)口多樣化程度的新進(jìn)展[3]。其次，進(jìn)口多樣化能促進(jìn)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這在大量研究中得到證實(shí)。以Romer為代表的內(nèi)生增長(zhǎng)理論和以Jones為代表的半內(nèi)生增長(zhǎng)理論都強(qiáng)調(diào)產(chǎn)品多樣化對(duì)于長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要作用[4]，他們認(rèn)為經(jīng)濟(jì)體中產(chǎn)品種類的增加體現(xiàn)了橫向的多樣化創(chuàng)新，這種創(chuàng)新可通過擴(kuò)大生產(chǎn)和消費(fèi)的選擇范圍，進(jìn)而促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)來解決社會(huì)資源的閑置問題，通過資源有效配置促進(jìn)生產(chǎn)率的提高[5]。產(chǎn)品多樣化有利于延伸產(chǎn)業(yè)鏈，擴(kuò)大市場(chǎng)容量，促使企業(yè)有更多機(jī)會(huì)通過干中學(xué)效應(yīng)促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步[6]，提高社會(huì)整體的生產(chǎn)率水平，最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。所以，進(jìn)口產(chǎn)品種類的增加，或進(jìn)口多樣化程度的提高也能類似地促進(jìn)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。根據(jù)Grossman等的研究，證實(shí)進(jìn)口產(chǎn)品多樣化提高會(huì)促使進(jìn)口國(guó)知識(shí)資本的不斷積累，進(jìn)而降低其研發(fā)成本、提高技術(shù)創(chuàng)新、促進(jìn)其生產(chǎn)率提高[7]。Feenstra等強(qiáng)調(diào)進(jìn)口國(guó)增加進(jìn)口產(chǎn)品種類時(shí)，會(huì)擴(kuò)大其投入品的選擇范圍、降低企業(yè)生產(chǎn)成本，從而推動(dòng)生產(chǎn)率的提高[8]。Feenstra等的后續(xù)研究則進(jìn)一步表明，增加進(jìn)口產(chǎn)品多樣化會(huì)提高進(jìn)口國(guó)產(chǎn)品的差異化水平，使得相應(yīng)企業(yè)獲得超額壟斷利潤(rùn)，這樣進(jìn)口國(guó)企業(yè)才有足夠能力進(jìn)行創(chuàng)新，促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，直接提高生產(chǎn)率[9]。當(dāng)然，也有反對(duì)意見認(rèn)為，進(jìn)口產(chǎn)品多樣化會(huì)導(dǎo)致競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度過大，導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)資源出現(xiàn)負(fù)向配置，降低行業(yè)生產(chǎn)率[10]。Chen等使用1997—2008年中國(guó)行業(yè)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口多樣化對(duì)中國(guó)GDP增長(zhǎng)產(chǎn)生約4.9%的貢獻(xiàn)，并發(fā)現(xiàn)從德國(guó)、日本及加拿大這3個(gè)國(guó)家的進(jìn)口多樣化對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效應(yīng)最為明顯[11]。

上述文獻(xiàn)都強(qiáng)調(diào)進(jìn)口多樣化程度提高促進(jìn)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵在于提高生產(chǎn)率，我國(guó)部分學(xué)者已經(jīng)關(guān)注到這一問題。錢學(xué)鋒等發(fā)現(xiàn)，多數(shù)上游行業(yè)能夠通過擴(kuò)大進(jìn)口種類顯著提高全要素生產(chǎn)率，但也有部分行業(yè)不存在這種影響，這種差異主要源于進(jìn)口來源國(guó)行業(yè)技術(shù)水平的相對(duì)高低[12]?？傮w而言，生產(chǎn)率不僅包括全要素生產(chǎn)率，而且包括勞動(dòng)生產(chǎn)率，而現(xiàn)階段我國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)率增大出現(xiàn)了與經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段不相對(duì)稱的過快過早衰弱的典型現(xiàn)象[13]。目前，關(guān)于進(jìn)口多樣化對(duì)我國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)率的研究還有所不足。筆者聚焦制造業(yè)層面，使用H多樣性指數(shù)測(cè)算中國(guó)2001—2014年25個(gè)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)進(jìn)口多樣化的程度；同時(shí)基于Broda等的研究[14]，引入包含產(chǎn)品種類的柯布-道格拉斯(C-D)生產(chǎn)函數(shù)建立計(jì)量模型，構(gòu)建行業(yè)面板數(shù)據(jù)并使用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(System-GMM)方法估計(jì)我國(guó)制造業(yè)進(jìn)口多樣化對(duì)其勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響，并試圖分析在不同要素密集度行業(yè)，這種影響是否存在差異。

二、我國(guó)制造業(yè)進(jìn)口多樣化測(cè)算及變化特征

根據(jù)聯(lián)合國(guó)國(guó)際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類下的細(xì)分產(chǎn)品數(shù)據(jù)測(cè)算進(jìn)口多樣化水平，參考盛斌的做法[15]，先將我國(guó)的制造業(yè)行業(yè)與SITC Rev.3的三位碼進(jìn)口產(chǎn)品分類對(duì)應(yīng)起來，使進(jìn)口貿(mào)易的細(xì)分產(chǎn)品數(shù)據(jù)加總為我國(guó)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的進(jìn)口數(shù)據(jù)。為保證劃分的完整性，將食品加工業(yè)和食品制造業(yè)合為食品加工和制造業(yè)，最終得到28個(gè)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的數(shù)據(jù)。同時(shí)借鑒韓燕等的行業(yè)分類[16]，將制造業(yè)劃分為勞動(dòng)密集型、資源密集型以及資本密集型3大類。其中勞動(dòng)密集型制造業(yè)包括食品加工和制造業(yè)、飲料制造業(yè)、紡織業(yè)、服裝及其他纖維制品制造業(yè)、皮革毛皮羽絨及其制品業(yè)、木材加工及竹藤棕草制品業(yè)、家具制造業(yè)、印刷業(yè)記錄媒介的復(fù)制、文教體育用品制造業(yè)、橡膠制品業(yè)、金屬制品業(yè)；資源密集型制造業(yè)包括煙草加工業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、塑料制品業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)；資本密集型制造業(yè)包括石油加工及煉焦業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、普通機(jī)械制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機(jī)械及器材制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、儀器儀表及文化辦公用機(jī)械制造業(yè)。

為更準(zhǔn)確衡量我國(guó)制造業(yè)進(jìn)口多樣化程度，選擇多樣性指數(shù)即H指數(shù)來衡量進(jìn)口多樣化水平。該指數(shù)又被稱為Shannon多樣性指數(shù)，參考信息論中不定性方法，能用于衡量系統(tǒng)結(jié)構(gòu)組成復(fù)雜度，其具體測(cè)算公式如式(1)所示。其中i代表第i種產(chǎn)品，n為進(jìn)口產(chǎn)品總種數(shù)，Pi是第i種產(chǎn)品進(jìn)口額占總進(jìn)口額的比值。H指數(shù)的取值滿足H≥0，H越大，說明進(jìn)口的多樣化程度越高，反映進(jìn)口結(jié)構(gòu)越優(yōu)化。

(1)

經(jīng)測(cè)算，我國(guó)制造業(yè)總體進(jìn)口多樣化程度變化表現(xiàn)出先下降后上升的情況：2001—2007年進(jìn)口多樣化總體程度持續(xù)下降，多樣化指數(shù)從入世初的3.883降到2006年的3.601；2008年以來，進(jìn)口多樣化程度保持上升；2012—2013年又經(jīng)歷了短期下降過程；2014年重新恢復(fù)上升。樣本期內(nèi)，制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的年均進(jìn)口多樣化程度*由于煙草加工業(yè)、家具制造業(yè)、印刷業(yè)和記錄媒介的復(fù)制這3個(gè)細(xì)分行業(yè)中僅有一個(gè)三位碼產(chǎn)品，無法計(jì)算其多樣化指數(shù)，因此實(shí)際計(jì)算25個(gè)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的多樣化程度。均值最高的5個(gè)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)依次是化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、普通機(jī)械制造業(yè)、食品加工和制造業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)和紡織業(yè)；進(jìn)口多樣化程度均值最低的5個(gè)行業(yè)分別是飲料制造業(yè)、石油加工及煉焦業(yè)、塑料制品業(yè)、木材加工及竹藤棕草制品業(yè)和醫(yī)藥制造業(yè)。樣本期內(nèi)，這10個(gè)行業(yè)進(jìn)口多樣化程度的變化趨勢(shì)見圖1～2。

圖1 H指數(shù)較高的5個(gè)行業(yè)進(jìn)口多樣化的變化趨勢(shì)

圖2 H指數(shù)較低的5個(gè)行業(yè)進(jìn)口多樣化的變化趨勢(shì)

圖1表明，除普通機(jī)械制造業(yè)在2003年出現(xiàn)明顯增長(zhǎng)外，這5個(gè)行業(yè)進(jìn)口多樣化程度都相對(duì)穩(wěn)定。其中，自2008年以來，食品加工和制造業(yè)進(jìn)口多樣化水平一直保持上升趨勢(shì)，這可以解釋為國(guó)內(nèi)食品安全隱患問題會(huì)帶來對(duì)國(guó)外食品加工和制造的進(jìn)口需求的增加，從而擴(kuò)大其進(jìn)口規(guī)模和種類。圖2中，塑料制品業(yè)進(jìn)口多樣化程度在平穩(wěn)中略有下降，而其他4個(gè)行業(yè)都呈現(xiàn)出進(jìn)口多樣化程度上升的趨勢(shì)。結(jié)合這兩張圖發(fā)現(xiàn)，在進(jìn)口多樣性較高的行業(yè)中，它們絕大多數(shù)是資本密集型行業(yè)，這體現(xiàn)出資本密集型行業(yè)更加傾向于進(jìn)口種類更多的產(chǎn)品。對(duì)這3大類制造業(yè)行業(yè)進(jìn)口多樣化程度的比較也證實(shí)這點(diǎn)，資本密集型行業(yè)的進(jìn)口多樣化最高，高于總體多樣化水平，而勞動(dòng)密集型行業(yè)進(jìn)口多樣化次之，資源密集型行業(yè)進(jìn)口多樣化水平最低。

三、我國(guó)制造業(yè)進(jìn)口多樣化影響生產(chǎn)率的實(shí)證檢驗(yàn)

1.理論機(jī)理與計(jì)量模型設(shè)定

現(xiàn)有文獻(xiàn)普遍支持進(jìn)口多樣化程度的上升提高行業(yè)生產(chǎn)率的觀點(diǎn)，勞動(dòng)生產(chǎn)率實(shí)際上是生產(chǎn)率的一種表現(xiàn)形式，所以進(jìn)口多樣化程度上升提高行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率也自然成立。在制造業(yè)領(lǐng)域內(nèi)，進(jìn)口多樣化程度上升提高制造業(yè)勞動(dòng)力生產(chǎn)率的理論機(jī)制主要包括下面3個(gè)方面。

第一，橫向競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。當(dāng)進(jìn)口產(chǎn)品是同行業(yè)的產(chǎn)成品時(shí)，進(jìn)口多樣化程度上升意味著國(guó)內(nèi)現(xiàn)有同行業(yè)企業(yè)將面臨更激烈的進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)。一方面，如果進(jìn)口的產(chǎn)成品與國(guó)內(nèi)產(chǎn)成品同質(zhì)程度較高，這種進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)的強(qiáng)度最激烈，屬于面對(duì)面的直接競(jìng)爭(zhēng)；另一方面，如果進(jìn)口產(chǎn)成品與國(guó)內(nèi)產(chǎn)成品存在橫向差異或縱向差異，這種進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)的強(qiáng)度可能略低于前者，屬于差異化競(jìng)爭(zhēng)。這兩種情況下，進(jìn)口多樣化帶來的競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度有所差異，但總體上都激化了國(guó)內(nèi)行業(yè)的現(xiàn)有競(jìng)爭(zhēng)格局，使得國(guó)內(nèi)現(xiàn)有同行業(yè)企業(yè)面對(duì)外部競(jìng)爭(zhēng)壓力必須要通過投資研發(fā)創(chuàng)新、優(yōu)化生產(chǎn)管理流程和構(gòu)建品牌聲譽(yù)等多種方式來提升自身競(jìng)爭(zhēng)力。此時(shí)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的自我淘汰機(jī)制就會(huì)發(fā)生作用，競(jìng)爭(zhēng)力不足的企業(yè)就會(huì)被淘汰出市場(chǎng)，剩余在位企業(yè)的生產(chǎn)率都相對(duì)較高。這就在行業(yè)層面上，體現(xiàn)出由于進(jìn)口多樣化程度上升產(chǎn)生的橫向競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，導(dǎo)致行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高。

第二，橫向?qū)W習(xí)效應(yīng)。當(dāng)種類更多的進(jìn)口產(chǎn)品進(jìn)入國(guó)內(nèi)時(shí)，除了帶來更激烈的橫向競(jìng)爭(zhēng)外，還可能成為國(guó)內(nèi)現(xiàn)有企業(yè)模仿創(chuàng)新的對(duì)象。無論進(jìn)口產(chǎn)品是產(chǎn)成品還是中間品，只要國(guó)外進(jìn)口產(chǎn)品的性能與質(zhì)量超過本國(guó)產(chǎn)品，本國(guó)企業(yè)就可能向進(jìn)口產(chǎn)品學(xué)習(xí)。簡(jiǎn)單的學(xué)習(xí)方式是模仿進(jìn)口產(chǎn)品的外形、包裝或銷售手段，為本土產(chǎn)品添加類似的功能；更為復(fù)雜的學(xué)習(xí)方式是采取“逆向工程”，破解復(fù)雜進(jìn)口品的工藝流程和技術(shù)細(xì)節(jié)，將其運(yùn)用到自身產(chǎn)品的生產(chǎn)制造中去。本土企業(yè)向進(jìn)口產(chǎn)品學(xué)習(xí)，本質(zhì)上是向國(guó)外高效率的競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)學(xué)習(xí)，從而提高自身的生產(chǎn)率。這種橫向?qū)W習(xí)效應(yīng)如果在國(guó)內(nèi)行業(yè)中出現(xiàn)，即使只有部分本國(guó)企業(yè)成功學(xué)習(xí)，那也會(huì)逐步帶動(dòng)行業(yè)整體勞動(dòng)生產(chǎn)率的上升。考慮到如果成功學(xué)習(xí)的本土企業(yè)增強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)力后，也會(huì)成為國(guó)內(nèi)同行業(yè)其他企業(yè)的模仿學(xué)習(xí)對(duì)象，這種進(jìn)口產(chǎn)品所帶來的橫向?qū)W習(xí)效應(yīng)就會(huì)逐步擴(kuò)散到整個(gè)行業(yè)。

第三，縱向溢出效應(yīng)。當(dāng)進(jìn)口產(chǎn)品是中間品時(shí)，進(jìn)口多樣化程度上升意味著國(guó)內(nèi)企業(yè)能獲得更多種類的中間品。按照余淼杰等的研究，中間品關(guān)稅降低會(huì)提高制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率[17]，其作用機(jī)制就在于中間品關(guān)稅下降使得本國(guó)企業(yè)能選擇更多更便宜的中間進(jìn)口品，為其節(jié)約成本[18]，使得本土企業(yè)能選擇質(zhì)量更高的中間進(jìn)口品[19]，這些都導(dǎo)致本國(guó)企業(yè)終端產(chǎn)品質(zhì)量的提升和生產(chǎn)率的上升，自然也表現(xiàn)為其勞動(dòng)生產(chǎn)率的上升。這種影響機(jī)制是中間品進(jìn)口后對(duì)使用這些中間品的下游本國(guó)企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響，筆者將其界定為縱向溢出效應(yīng)。

在這3種理論機(jī)制下，我國(guó)制造業(yè)行業(yè)進(jìn)口多樣化程度上升就導(dǎo)致行業(yè)層面勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升。為驗(yàn)證上述效應(yīng)是否成立，借鑒Broda等的研究[14]，設(shè)定合理的計(jì)量模型來加以驗(yàn)證。假定生產(chǎn)過程的直接投入品包括勞動(dòng)L和中間品x兩類，設(shè)定如式(2)的生產(chǎn)函數(shù)。

(2)

式中δ∈(0,1)，(1-δ)為產(chǎn)出的有效勞動(dòng)投入份額；λ∈(0,1)代表中間品xi之間的替代彈性，λ越大意味著中間品之間的替代程度越高；M表示中間產(chǎn)品的投入種類數(shù)，衡量產(chǎn)品的多樣化水平；A代表是非物化的技術(shù)參數(shù)，L則為生產(chǎn)中的勞動(dòng)投入。根據(jù)對(duì)稱性原則，在生產(chǎn)達(dá)到均衡時(shí)，所有中間品投入數(shù)量相同，設(shè)為x=xi，并且進(jìn)一步假定每一單位中間品需要投入一單位的資本，即有x=K/M(K為總資本存量)，由此得式(3)。

Y=(AL)1-δM(δ/λ)-δKδ

(3)

該式兩邊同時(shí)除以L，均取對(duì)數(shù)以避免實(shí)證分析時(shí)的多重共線性問題。

ln(Y/L)=(1-δ)lnA+(δ/λ-δ)lnM

+δln(K/L)

(4)

用人均勞動(dòng)產(chǎn)出為y=Y/L表示勞動(dòng)生產(chǎn)率，人均資本為k=K/L。由于采用行業(yè)面板數(shù)據(jù)，所以對(duì)應(yīng)將式(4)改寫為可估計(jì)的計(jì)量方程，如式(5)所示*式(4)中的ln A沒有對(duì)應(yīng)出現(xiàn)在式(5)中，一方面是由于該變量體現(xiàn)各行業(yè)的技術(shù)水平，已經(jīng)被式(5)中行業(yè)固定效應(yīng)所包括；另一方面式(5)控制變量中包括了行業(yè)的人力資本變量，這也在一定程度上反映各行業(yè)的技術(shù)水平。。其中，i、t分別代表行業(yè)、年份，ivit是i行業(yè)t年的進(jìn)口多樣化變量，對(duì)應(yīng)于式(4)中的M。vi為行業(yè)固定效應(yīng)，μt為年份固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，假定該隨機(jī)誤差項(xiàng)與解釋變量、年份、截面固定效應(yīng)都不相關(guān)。

lnyit=α0+α1lnivit+α2lnkit

+βZ+vi+ut+εit

(5)

此次主要研究中國(guó)入世以來制造業(yè)行業(yè)進(jìn)口多樣化是否會(huì)影響其勞動(dòng)生產(chǎn)率，但除核心解釋變量lnivit和lnkit外，式(5)還設(shè)定一系列控制變量Z，用以控制其他行業(yè)層面因素對(duì)核心解釋變量估計(jì)系數(shù)的影響，β就是這些控制變量的估計(jì)系數(shù)。另外，考慮到生產(chǎn)效率的提高是一個(gè)動(dòng)態(tài)過程，不但與當(dāng)期一些影響因素有關(guān)，而且會(huì)受前期一些因素的影響，所以實(shí)際估計(jì)方程中引入勞動(dòng)生產(chǎn)率的滯后一期作為解釋變量，如式(6)所示，并采用系統(tǒng)GMM方法估計(jì)該方程。

lnyit=α0+α1lnyit-1+α2lnivit+α3lnkit

+βZ+vi+ut+εit

(6)

2.變量的衡量指標(biāo)與數(shù)據(jù)來源

被解釋變量為行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，用行業(yè)總產(chǎn)值除以當(dāng)年平均行業(yè)就業(yè)人數(shù)來衡量。核心解釋變量制造業(yè)行業(yè)的進(jìn)口多樣化變量(ivit)，用上文計(jì)算的各細(xì)分行業(yè)H指數(shù)衡量；人均資本變量用總資本存量與行業(yè)全部從業(yè)人員年平均人數(shù)的比值來衡量；總資本存量用各行業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額表示。為消除物價(jià)變動(dòng)影響，以2000年為基期，使用工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)對(duì)各年度的行業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)凈值等進(jìn)行平減。在控制變量方面，選擇人力資本(hc)、行業(yè)規(guī)模(scale)和總資產(chǎn)貢獻(xiàn)率(tac)這3個(gè)變量。人力資本變量用行業(yè)科技活動(dòng)人員占行業(yè)全部從業(yè)人員的比重加以衡量；行業(yè)規(guī)模用平均單位企業(yè)產(chǎn)值來衡量，即用行業(yè)總產(chǎn)值除以當(dāng)年企業(yè)數(shù)量；總資產(chǎn)貢獻(xiàn)率用息稅前總額除以平均資金得到，是反映行業(yè)經(jīng)營(yíng)管理能力的重要指標(biāo)。這3個(gè)變量都取自然對(duì)數(shù)納入回歸模型。

使用2001—2014年我國(guó)25個(gè)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)來估計(jì)式(6)。測(cè)算行業(yè)進(jìn)口多樣化的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自UNCOMTRADE數(shù)據(jù)庫(kù)，其他數(shù)據(jù)都來自歷年相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)年鑒。由于年鑒中統(tǒng)計(jì)的是規(guī)模以上企業(yè)數(shù)據(jù)，相應(yīng)指標(biāo)都是使用規(guī)模以上企業(yè)的數(shù)據(jù)。固定資產(chǎn)凈值年平均余額、行業(yè)全部從業(yè)人員年平均數(shù)量、行業(yè)總產(chǎn)值、企業(yè)單位數(shù)、總資產(chǎn)貢獻(xiàn)率等指標(biāo)數(shù)據(jù)來自《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，科技活動(dòng)從業(yè)人員數(shù)來源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.估計(jì)結(jié)果與經(jīng)濟(jì)解釋

實(shí)證模型包含被解釋變量的滯后項(xiàng)lnyit-1，由于引入生產(chǎn)率的滯后項(xiàng)作為解釋變量，會(huì)產(chǎn)生內(nèi)生性問題，且動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)間容易存在異方差和自相關(guān)問題，采用OLS估計(jì)會(huì)使得參數(shù)估計(jì)值有偏，因此采用廣義矩估計(jì)(GMM)方法進(jìn)行估計(jì)。GMM方法包括差分GMM、水平GMM及系統(tǒng)GMM。Blundell等在差分GMM方法基礎(chǔ)上提出系統(tǒng)GMM估計(jì)，結(jié)合初始水平方程，作為一個(gè)系統(tǒng)方程進(jìn)行估計(jì)，能更加準(zhǔn)確地估計(jì)解釋變量系數(shù)[20]。因此，采用系統(tǒng)GMM方法估計(jì)式(6)。表1是25個(gè)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果，為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，依次添加控制變量。表中AR(1)、AR(2)是殘差項(xiàng)的自相關(guān)檢驗(yàn)，以確定適合的滯后項(xiàng)作為工具變量；檢驗(yàn)結(jié)果用p值表示，當(dāng)統(tǒng)計(jì)顯著時(shí)，表示存在序列相關(guān)；Sargan用于檢驗(yàn)工具變量聯(lián)合有效性，檢驗(yàn)結(jié)果用p值表示，統(tǒng)計(jì)不顯著時(shí)，表示工具變量有效。表1基本通過了這兩項(xiàng)檢驗(yàn)。

表1中，①制造業(yè)細(xì)分行業(yè)進(jìn)口多樣化變量lnivit的估計(jì)系數(shù)始終顯著為正，在逐步加入控制變量后，其估計(jì)系數(shù)的顯著性水平提高。結(jié)果表明，制造業(yè)進(jìn)口多樣化水平上升1%將提高勞動(dòng)生產(chǎn)率0.019 7%～0.028 9%，這證實(shí)在制造業(yè)層面上，制造業(yè)進(jìn)口多樣化程度的確會(huì)產(chǎn)生橫向競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、橫向?qū)W習(xí)效應(yīng)和縱向溢出效應(yīng)3種作用機(jī)制，制造業(yè)整體勞動(dòng)生產(chǎn)率得到提高。②另一個(gè)核心解釋變量人均資本的估計(jì)系數(shù)也都通過顯著性檢驗(yàn)，始終保持為正，這說明人均資本提高對(duì)于行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高有顯著的促進(jìn)作用，這種正向促進(jìn)的彈性保持在0.075 2%～0.081 4%之間，這一估計(jì)結(jié)果與經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為行業(yè)資本深化能有效提高生產(chǎn)率的結(jié)論保持一致。③制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率滯后一期變量的估計(jì)系數(shù)也均為正，通過1%的顯著性檢驗(yàn)，這說明勞動(dòng)生產(chǎn)率的確存在明顯的動(dòng)態(tài)累積效應(yīng)，當(dāng)期勞動(dòng)生產(chǎn)率也會(huì)受前期生產(chǎn)率水平的影響。④表2中控制變量的估計(jì)系數(shù)盡管沒有完全通過顯著性檢驗(yàn)，但是總體上正負(fù)號(hào)保持一致，這說明行業(yè)規(guī)模擴(kuò)大和總資產(chǎn)貢獻(xiàn)率上升都有助于提高制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率，而人力資本對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響并不顯著，但系數(shù)為正。

表1 制造業(yè)全行業(yè)系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

注：表中括號(hào)內(nèi)的值是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

為進(jìn)一步分析進(jìn)口多樣化程度上升提高行業(yè)勞動(dòng)力生產(chǎn)率的作用機(jī)制是否在不同要素密集型的制造業(yè)細(xì)分行業(yè)中存在差異，將25個(gè)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)劃分為資源密集型行業(yè)、勞動(dòng)密集型行業(yè)、資本密集型行業(yè)，分別估計(jì)這3類制造業(yè)行業(yè)的子樣本，實(shí)證結(jié)果依次如表2～4所示。這3個(gè)子樣本的實(shí)證步驟和方法與總體樣本相同。

表2是資源密集型制造業(yè)細(xì)分行業(yè)子樣本的估計(jì)結(jié)果。進(jìn)口多樣化變量的估計(jì)系數(shù)都通過顯著性檢驗(yàn)，并始終保持為正。該核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)值表明，資源密集型制造業(yè)進(jìn)口多樣化程度上升對(duì)其勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響彈性處于0.101 0%～0.189 0%之間，高于制造業(yè)總體行業(yè)樣本的估計(jì)系數(shù)值；人均資本變量估計(jì)系數(shù)也保持為正，這與制造業(yè)總體樣本的估計(jì)結(jié)果相同，但顯著性卻有所減弱；勞動(dòng)生產(chǎn)率滯后一期項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)也保持顯著為正，說明生產(chǎn)率的正向動(dòng)態(tài)滯后效應(yīng)在資源密集型制造業(yè)中依然存在；控制變量的估計(jì)系數(shù)也都較為穩(wěn)健。

表2 資源密集型行業(yè)系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

注：表中括號(hào)內(nèi)的值是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

表3是勞動(dòng)密集型制造業(yè)細(xì)分行業(yè)子樣本的估計(jì)結(jié)果。進(jìn)口多樣化變量的估計(jì)系數(shù)絕大多數(shù)都通過顯著性檢驗(yàn)，僅在不納入控制變量的回歸①中估計(jì)系數(shù)不顯著，且所有估計(jì)系數(shù)均保持為正。根據(jù)估計(jì)結(jié)果，勞動(dòng)密集型制造業(yè)進(jìn)口多樣化程度提高1%，有助于提高其行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率0.015 9%～0.021 1%，這也和表1、表2的核心結(jié)論保持一致，進(jìn)口多樣化程度上升依然通過橫向競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、橫向?qū)W習(xí)效應(yīng)和縱向溢出效應(yīng)來促進(jìn)行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高。表3中人均資本的估計(jì)系數(shù)均通過1%的顯著性檢驗(yàn)，并保持始終為正；勞動(dòng)生產(chǎn)率滯后一期項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)同樣保持顯著為正，同樣證實(shí)在勞動(dòng)密集型制造業(yè)中，生產(chǎn)率存在正向動(dòng)態(tài)效應(yīng)；其他控制變量的估計(jì)系數(shù)都顯著為正。

表4是資本密集型制造業(yè)細(xì)分行業(yè)子樣本的估計(jì)結(jié)果。在表4中，進(jìn)口多樣化變量估計(jì)系數(shù)的顯著性有所減弱，僅有模型③通過5%的顯著性檢驗(yàn)，模型①、模型②中估計(jì)系數(shù)不顯著為正，而模型④中估計(jì)系數(shù)不顯著為負(fù)。這說明，在資本密集型制造業(yè)中，進(jìn)口多樣化程度上升對(duì)行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用不是非常明顯，這可能是由于資本密集型制造業(yè)中，研發(fā)創(chuàng)新強(qiáng)度較高，國(guó)內(nèi)企業(yè)的產(chǎn)品與進(jìn)口產(chǎn)品的差距不大，橫向?qū)W習(xí)效應(yīng)和縱向溢出效應(yīng)不夠明顯。人均資本變量和生產(chǎn)率滯后一期項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)總體上也和表1～3的結(jié)果保持一致，顯著為正；其他控制變量估計(jì)系數(shù)也較為穩(wěn)健。

表3 勞動(dòng)密集型行業(yè)系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

注：表中括號(hào)內(nèi)的值是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

表4 資本密集型行業(yè)系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

注：表中括號(hào)內(nèi)的值是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

結(jié)合表2～4的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口多樣化程度上升對(duì)資源密集型和勞動(dòng)密集型制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率都有顯著的正效應(yīng)，且對(duì)資源密集型制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用遠(yuǎn)大于勞動(dòng)密集型制造業(yè)。但是，進(jìn)口多樣化程度上升對(duì)資本密集型制造業(yè)生產(chǎn)率的影響不顯著，這表明，進(jìn)口多樣化程度上升對(duì)行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)提高的影響機(jī)制在不同要素密集度制造業(yè)中存在差異，這與不同制造業(yè)行業(yè)的要素特征有一定的關(guān)聯(lián)。

四、研究結(jié)論及政策建議

首先利用H多樣性指數(shù)測(cè)算了2001—2014年中國(guó)制造業(yè)整體及資源密集型、勞動(dòng)密集型和資本密集型3類制造業(yè)的進(jìn)口多樣化程度，分析它們的變化趨勢(shì)及特征。我國(guó)制造業(yè)總體進(jìn)口多樣化水平呈現(xiàn)階段性波動(dòng)趨勢(shì)：在2001—2007年進(jìn)口多樣化總體水平呈現(xiàn)持續(xù)下降趨勢(shì)；自2008年以來，進(jìn)口多樣化水平總體上升。從3大類制造業(yè)進(jìn)口多樣化程度變化趨勢(shì)看，進(jìn)口多樣性指數(shù)均值較高的行業(yè)多是資本密集型，而勞動(dòng)密集型和資源密集型行業(yè)進(jìn)口多樣化程度較低。其次，提出制造業(yè)進(jìn)口多樣化程度的上升會(huì)通過橫向競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、橫向?qū)W習(xí)效應(yīng)和縱向溢出效應(yīng)來提高制造業(yè)整體的勞動(dòng)生產(chǎn)率。為驗(yàn)證這一理論機(jī)理，根據(jù)Broda等的研究設(shè)定計(jì)量方程[15]，并采用2001—2014年中國(guó)25個(gè)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用系統(tǒng)GMM方法估計(jì)制造業(yè)進(jìn)口多樣化程度上升對(duì)其勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響。結(jié)果表明，總體上制造業(yè)進(jìn)口多樣化程度上升的確會(huì)正向提高行業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率，這一結(jié)論在資源密集型、勞動(dòng)密集型制造業(yè)這兩類子樣本回歸中也始終穩(wěn)健成立，但在資本密集型制造業(yè)的子樣本回歸中穩(wěn)健性相對(duì)較弱。這證實(shí)了不同要素密集度的制造業(yè)中，橫向競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)等3種效應(yīng)發(fā)揮作用的強(qiáng)度存在差異。

根據(jù)上述研究結(jié)論，提出以下政策建議：第一，我國(guó)應(yīng)更加重視進(jìn)口在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的正面作用，優(yōu)化進(jìn)口結(jié)構(gòu)，提高進(jìn)口多樣化程度對(duì)我國(guó)制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提升有重要意義。在貿(mào)易政策上應(yīng)該積極促進(jìn)我國(guó)制造業(yè)在全球范圍內(nèi)選擇進(jìn)口產(chǎn)品的種類，最終提升制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率。第二，在資本密集型行業(yè)中，應(yīng)當(dāng)推進(jìn)更合理地進(jìn)口多樣化，使得橫向競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)等3種影響機(jī)理更好地發(fā)揮作用，從而能對(duì)資本密集型制造業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率提升產(chǎn)生正向促進(jìn)效應(yīng)。第三，我國(guó)還應(yīng)該重視人均資本提升對(duì)于促進(jìn)行業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的積極作用，這實(shí)際上是強(qiáng)調(diào)在制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的過程中，要充分發(fā)揮資本升華對(duì)于制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)提高的積極促進(jìn)作用。

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(責(zé)任編輯：高 虹)

10.3876/j.issn.1671-4970.2017.03.005

2017-03-26

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目(15ZDA060、16ZDA015)；國(guó)家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目(71673129)；2016年教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目(16JJD790023、16JJD790025)

馬野青(1966—)，男，江蘇海安人，教授，博士，從事國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)、開放型經(jīng)濟(jì)和WTO研究。

F424；F746

A

1671-4970(2017)03-0021-07