逆全球化、进口中间品与中国制造业高质量发展<br/>——基于行业层面的实证研究

逆全球化、进口中间品与中国制造业高质量发展
——基于行业层面的实证研究

2022-02-17孙湘淇蔺凡淇

东北大学学报（社会科学版） 2022年1期

张楠, 孙湘淇, 蔺凡淇

(1. 辽宁大学经济学院, 辽宁沈阳 110136; 2. 沈阳工业大学经济学院, 辽宁沈阳 110870; 3. 伦敦政治经济学院经济史系, 英国伦敦 WC2A 2AE)

一、问题的提出

2008年国际金融危机后,逆全球化思潮再次兴起[1]。2020年新冠疫情的冲击使得逆全球化思潮更甚,贸易保护主义抬头,国际经济环境恶劣。此次新冠“大流行”造成全球供应链暂时断裂,促使各国将保护本土供应链完整升级为国家安全战略。发达经济体不断缩减海外投资,召回本国资本和制造业。2020年3月31日,美国宣布以支付回流费用的形式鼓励美国企业回迁。同时,中美贸易摩擦愈演愈烈,美国商业管制造成中国制造业核心科技零部件进口困难,具备核心竞争力的中国制造企业面临困境。根据UNCOMTRAD的数据统计(1)根据联合国商品贸易统计数据库https:∥comtrade.un.org/来源数据统计得出。,2017年中国进口中间品占总进口比重的75%,工业加工制成品占进口比重达35%。核心技术和零部件的封锁将对中国制造业高质量发展造成致命性打击。改革开放40多年间,以全球供应链为主体的“外循环”战略提升了中国制造业生产效率,但也造成中国制造业核心部件的对外依赖,成为中国制造业高质量发展的枷锁。随着逆全球化浪潮的再次兴起,高质量进口中间品的缺失将对中国制造业高质量发展产生何种影响?中国制造业将何以为继?基于此种思考,本文对进口中间品质量与中国制造业高质量发展的相关问题展开讨论。

温诺·托马斯(2001)[2]认为经济增长质量是指如机会分配、环境可持续性、全球性风险管理以及治理结构等构成经济增长进程的关键性内容。高质量发展是创新成为第一动力、协调成为内生特点、绿色成为普遍形态、开放成为必由之路、共享成为根本目的的发展[3-4]。广义经济增长质量包括经济增长的动态稳定性、协调性、持续性及和谐性;狭义经济增长质量是指经济活动要素投入与经济活动成果比较,如全要素生产率(TFP)、经济增长源泉的贡献率等[5-9]。狭义的经济增长质量内涵不仅可以有效评价质量水平,而且能够准确量化,避免广义内涵因测量指标相对较多而无法准确量化的问题。故本文从狭义角度采用生产效率对制造业质量内涵进行阐释。

关于逆全球化对进口中间品与我国制造业质量影响的文献梳理,本文主要从进口中间品贸易自由化与企业生产率的相关研究入手。该类研究主要是从企业层面展开的数量维度研究,少数文献提及质量效应。全球化不仅推动最终品和中间品的贸易自由化,而且促使全球生产协作模式形成。贸易自由化通过中间投入品价格指数影响最终品生产者的全要素生产率,且影响程度与进口模式密切相关。中间投入品关税下降促进进口企业的全要素生产率提升,对直接进口企业的影响更大。就非直接进口企业而言,批发商供应的国外中间投入品占行业总进口份额比重越高,中间投入品关税下降越能促进企业全要素生产率的提升[10],降低内销企业进口中间品的关税有利于提高中间品质量[11]。进口中间品为全要素生产率提升提供了1/3的经济动力,削减关税使生产率收益最大[12]。对印度尼西亚制造业的研究发现,中间品和最终品关税的降低均带来生产率提高,进口中间品投入可以通过质量效应提高生产率[13]。对中国企业而言,中间品关税下降显著提高了企业出口强度,企业可使用更多种类的进口中间品,提高企业利润,降低企业进入出口市场门槛,促进出口部门扩张[14]。不仅如此,中间品贸易自由化还促进企业进口更高质量的中间品,实现生产率提升[15]。

综上,已有研究均肯定了进口中间品贸易自由化对企业全要素生产率提升的促进作用,对外开放、贸易方向以及人力资本是其主要的影响路径。但从逆全球化视角,探讨制造业生产率与进口中间品质量的研究还相对较少,其作用与机制也尚未有定论。故本文从质量维度出发,研究进口中间品对中国制造业质量的作用及影响路径,并评估逆全球化对该作用的影响。

本文的主要贡献可以概括为两点:第一,从中观角度对进口中间品质量进行测度。按国际行业标准分类(ISIC)方法,将中国制造业细分为15个行业,并对其来自全球43个主要经济体的进口中间品进行质量测算。行业中间品质量以某行业利用其他各行业进口中间品投入比重为权重,采用加权平均法测算得出。第二,从逆全球化视角,探讨进口中间品质量对中国制造业高质量发展的作用和影响机制。从人力资本和行业开放两方面对进口中间品质量影响中国制造业质量的机制进行实证分析,并采用倾向匹配得分双重差分法(PSM-DID)进行平均处理效应评价。采用关税衡量贸易自由化程度时,模型极易产生内生性问题,而本文采用的政策效应评价法能够有效避免该类问题,使实证结论更加准确。

二、理论分析

常用的质量测算方法有三类:直接估算法、单位价值法和回归反推法。直接估算法计算复杂,需要精确度较高的数据,难以在现实中运用。单位价值法估算结果不精确。回归反推法以市场份额作为衡量标准,可以避免当两种产品单位价格相同时,产品质量无法评价的问题,同时可以直接剔除产品市场绩效中的价格因素,对质量进行准确衡量,数据获取方便,易量化分析。故本文采用回归反推法[16]对进口中间品质量进行测算,同时,利用异质企业模型分析开放经济条件下进口中间品质量与企业效率的作用机制,从而分析进口中间品质量影响制造业质量的因素。

1. 需求函数

连续中间品i的消费者效用函数用CES函数可表示为

(1)

(σ-1)lnzi=lnEt-lnPt-σln(pi)-lnqmct

(2)

2. 生产函数

异质企业模型内涵为:生产中只投入一种要素劳动(l),产出函数可表示为l=f+q/φ,f为企业固定成本,φ为企业生产率。开放经济条件下,存在冰山成本(τ)和从价关税(φ)。由临界条件(ZCP)可知企业利润(π1)为π1=r(φ1)/σ-f=fk(φ*),φ*为临界生产率。根据产品定价规则p=τφ/ρφ可将式(2)改写为

由式(3)可知,企业生产率(φ)与进口中间品质量(zi)呈正相关关系,劳动(l)和从价关税(φ)及冰山成本(τ)是影响企业生产率的主要因素。由此可得出以下推断。

假设H1:进口中间品质量与制造业质量呈正相关关系。进口中间品质量与企业生产率存在同向变动关系。在其他变量保持不变的条件下,当进口中间品质量提高时,企业生产效率也会随之增大,反之亦然。Halpern等(2015)[12]通过实证研究发现:进口中间品可以显著提升企业生产率,促进企业中间投入品种类增加,从而使最终产品种类增加。Blalock(2007)[17]发现进口中间品可以使企业短时间内提升企业投入品质量,促进高质量产品生产。我国企业进口中间品质量对生产率有显著的正向影响[18-19]。

假设H2:进口中间品质量对制造业质量的影响机制主要通过行业开放度渠道和人力资本投入渠道实现。对外开放、贸易方向与人力资本均对全要素生产率产生促进作用。贸易开放程度决定一国中间品流入量的大小,人力资本是吸收中间品技术溢出的关键[20]。由生产函数可知,固定成本(f)与劳动(l)呈正相关关系,劳动投入越高,固定成本则越大。劳动(l)是影响制造业生产效率的主要因素之一,其通过固定成本对制造业生产率产生抑制作用,该作用受到1/(σ-1)因子调节,作用程度相较其他因素有所减弱。从价关税(φ)高低直接代表贸易自由化程度。从价关税越高,贸易保护倾向越明显,是逆全球化时期的典型表现。此时,较高的关税将拖累企业生产效率,产生较强的消极效应,该效应程度远大于人力资本对生产率的影响作用。

假设H3:存在外部贸易政策不确定性(逆全球化)时,假设H1～H2的作用将减弱。“黑天鹅”事件的发生对贸易开放度产生显著的不确定性影响。在国际宏观经济环境不确定性增大的条件下,世界各国尤其是发达国家贸易保护意识显著增强,各国贸易对外开放意愿降低。由于发达国家的保护意识增强,人力资本、技术、投资的对外流速显著回落,对发展中国家制造业发展将产生不利影响。徐秀军(2020)[21]研究发现,金融危机后不仅全球直接投资流入增速为负,而且以美国为代表的发达经济体保护主义盛行,区域合作和全球治理进展缓慢。事实上,2008年金融危机后,美国在奥巴马执政时期开始执行的制造业回流政策一直延续至今,甚至愈演愈烈,贸易保护始终未停止。在此期间,我国沿海地区制造业企业也面临了不同程度的外资撤离、生产困难的问题。

三、变量选择与模型建立

1. 数据来源与样本选择

本文主要选取CEPII数据库、WIOD数据库2006—2014年行业及产品数据。根据联合国发布的广义经济类别分类法(BEC)将111、121、21、22、31、322、42、53类产品定义为中间品。根据广义经济类别分类法(BEC)与协调制度对照表进行数据转换,将进口品归类。由于CEPII数据库采用协调制度96(HS96)六位编码,故采用协调制度96(HS96)与协调制度02(HS02)对照表进行转换。然后,根据协调制度02(HS02)与国际标准行业分类(ISIC)及投入产出表的行业分类方法对产品所属行业进行匹配。经合并处理后得到15个制造业细分行业,剔除缺失值和进口数量小于1的样本。

制造业总体指标数据来源于2007—2015年《中国统计年鉴》以及各省份统计年鉴。劳动投入由2007—2015年的全部从业人员平均数进行量化;资本投入由2007—2015年固定资产投资进行量化,产出由2007—2015年地区生产总值进行量化,并以2000年为基期,采用工业出厂价格指数进行平减。

制造业细分行业数据来源于2007—2012年和2014—2015年《中国工业统计年鉴》《中国统计年鉴》,2013年《中国人口和就业统计年鉴》。劳动投入指标由全部从业人员平均数进行量化,其中2012年采用各地区分行业国有单位就业人数、城镇单位就业人数和其他单位就业人数的总和进行量化。资本投入由2007—2015年行业固定资产投入量进行量化,产出由2007—2015年各行业工业总产值进行量化。

2. 变量选择

(1) 被解释变量

被解释变量为制造业质量(QINjt),本文从效率角度衡量制造业质量,用制造业全要素生产率对制造业质量进行量化。主要采用基于DEA的Malmquist指数方法从产出角度对中国制造业质量进行测算,并将其分解为技术进步和技术效率。

(2) 解释变量

解释变量为进口中间品质量(QALjt),根据中间品质量算法式(3)建立估算模型为

(3) 政策变量

根据进口中间品质量高低设置政策变量(Dk)。以美国对华技术管制为例,美国技术禁令主要涉及5G技术及使用美国高新技术的相关芯片产品,并将其列入商务部审批名录,需得到审批许可才可以对外出口;而针对量产可复制的芯片技术则可继续出口,无须进行审批。逆全球化产生的贸易保护只会强化发达国家对进口高质量中间品的管制,严防本国高新技术外流,从而使发展中国家进口高质量中间品的渠道受阻。对技术量产可复制的非前沿科技产品的出口管制则相对较松,即便在贸易保护较强的时期,其他国家仍可进口相应产品。由此可见,在进口中间品中,高质量中间品受逆全球化影响更为严重,而中低质量中间品所受影响则几乎为零。故以3/4分位点对产品质量进行划分,3/4分位点以上的进口中间品为高质量进口中间品,设为处理组,用Dk=1表示;3/4分位点以下的中间品为中低质量进口中间品,设为控制组,用Dk=0表示。

(4) 其他控制变量

其他控制变量(Xj)主要包括研发(LRDjt)、进口中间品规模(IPjt)、行业规模(ENOjt)、劳动效率(LRLjt)、工资(LSAjt)、人力资本数量(HRSjt)、人力资本数量交叉项(HRSjt×QALjt)、出口强度(EXQjt)、外商直接投资(FDIjt)、行业开放度交叉项(EXQjt×QALjt)。其中,人力资本质量由劳动效率、工资表示,行业开放度由出口强度表示。变量具体说明详见表1。

表1 主要变量说明

3. 模型设定

根据式(3)建立基准回归模型(5):

其中:Gk为交叉项,k=0,1,2,k取0时表示无交叉项,k取1时表示行业开放度交叉项(EXQjt×QALjt),k取2时表示人力资本数量交叉项(HRSjt×QALjt);β0为截距项;β1为进口中间品质量的影响系数;β2为渠道影响系数;β3为控制变量系数;λj为固定效应;ejt为时间效应;εjt为随机扰动项。

在基准估计模型基础上分析逆全球化对中国制造业质量的影响冲击。基准模型中加入时间虚拟变量(T),建立外部冲击模型(6):

其中:T为时间虚拟变量,T=0时为全球化时期,T=1时为逆全球化时期;β4为时间虚拟变量(T)的系数。

2008年是全球化的转折点,金融危机后逆全球化浪潮兴起。金融危机前后时段因此成为检验进口中间品对制造业质量作用机制的自然随机试验,为检验外部冲击影响下二者的作用机制提供了可靠的随机数据来源。由于数据采集限制,数据来源时间段为2006—2014年。根据进口中间品质量与行业全要素生产率的测算结果(2)受篇幅限制,进口中间品质量与行业全要素生产率的具体测算结果省略。发现,二者的变动趋势受金融危机的影响均具有时间滞后性,平均滞后期为2年。故将逆全球化时点设置延后2年至2010年,全球化阶段设为2006—2010年,逆全球化阶段设为2011—2014年。利用反事实框架建立逆全球化下进口中间品质量与制造业质量的政策评价模型(7):

四、实证分析

1. 基准估计

根据模型(5)对全样本进行面板回归,结果如表2所示。

表2 进口中间品与制造业质量的基准估计

表2中列(1)是对全样本的固定效应检验。进口中间品质量的提高能够促进中国制造业高质量发展,每提高1%,制造业质量提高0.628%,假设H1得到验证;研发效应显著促进中国制造业高质量发展,每提高1%,制造业质量提高0.777%;进口中间品规模产生抑制作用;人力资本质量效应不显著;人力资本数量效应产生消极影响;外商直接投资的作用不显著。

表2中列(2)是行业开放渠道的检验。进口中间品质量、行业开放度、进口中间品规模、行业规模、人力资本质量均对制造业质量产生显著影响。人力资本质量效应主要由劳动效率和工资体现,即效率效应和价格效应,对研发投入存在挤出。提高行业开放程度能够促进制造业质量增长,每提高1%,制造业质量增长1.710%;通过行业开放渠道,中间品质量对制造业质量增长的贡献为0.751%,假设H2得到验证;行业规模产生显著的抑制作用,每提高1%,制造业质量降低0.077%;人力资本效率效应和价格效应均产生积极作用,劳动效率每提高1%,制造业质量增长0.011%,工资每提高1%,制造业质量增长1.205%;进口中间品规模表现出显著的抑制作用,每提高1%,制造业质量下降1.100%。

表2中列(3)是人力资本渠道的检验。通过人力资本渠道,进口中间品对中国制造业质量有促进作用,但不显著;人力资本数量存在抑制作用,每提高1%,制造业质量降低0.996%;人力资本质量无显著影响;进口中间品规模表现出显著的抑制作用,行业进口中间品数量每提高1%,制造业质量下降1.278%。

2. 不确定性估计

(1) 平行趋势检验

政策评价法必须满足光滑假设,即需要通过平行趋势检验。本文采用事件分析法进行平行趋势检验,见图1。

图1 平行趋势检验

图1中cur是金融危机划分时点, pr表示金融危机前的时段,po是金融危机后的时段。金融危机前,处理组和控制组无显著差异,高质量进口中间品和低质量进口中间品对制造业的影响变化趋势相近,满足平行趋势假设。金融危机后,高质量进口中间品和低质量进口中间品对制造业的影响变化出现显著不同,影响效应出现显著下降,两年后呈负效应,至最后一个时点影响效应消失。

(2) 估计结果

对模型(6)进行外部冲击检验结果如表3所示。列(1)～(3)是倾向匹配得分(PSM)估计结果, 列(1)为全样本检验, 结果表明逆全球化对中国制造业高质量发展的抑制作用十分显著, 影响系数为0.542; 列(2)为加入行业开放渠道的检验, 结果表明通过行业开放渠道表现出的抑制作用达0.408; 列(3)为人力资本渠道的检验, 结果表明通过人力资本渠道表现出的抑制作用为0.525。列(4)～(6)是采用核匹配进行的稳定性检验, 检验结果表明平均处理效应结果稳健。

表3 逆全球化冲击与制造业质量的估计

利用倾向匹配得分双重差分法(PSM-DID)对模型(7)进行估计的结果如表4所示。结果表明逆全球化降低了高质量进口中间产品对中国制造业高质量发展的促进作用。列(1)为总体分析,结果表明其作用降至0.207;列(2)为加入行业开放渠道的分析,结果表明通过行业开放渠道产生的作用降至0.075;列(3)为加入人力资本渠道的分析,结果表明通过人力资本渠道产生的作用降至0.170,因此,假设H3得到验证。

(3) 稳健性检验

为确认检验结果的可靠性,保证高质量进口中间品划分的有效性,本文又将高质量进口中间品与低质量进口中间品的划分标准变换为中位数,以此利用倾向匹配得分双重差分法对模型进行再次估计,具体结果见表4列(4)～(6)。扩大高质量进口中间品的范围后,处理效应依然稳健。

表4 逆全球化冲击下进口中间品与制造业质量的估计

为进一步验证政策评估模型的稳健性,本文利用时间虚拟变量(T)、进口中间品质量(QALjt)与影响渠道(即行业开放度EXQjt和人力资本数量HRSjt)进行三次交互分析,对逆全球化冲击下,进口中间品质量影响中国制造业质量的渠道进行再次检验。建立回归模型如下:

QINjt=β0+β1QALjt+β2T+β3Uj+β4Xj+β5Ck+β6Wk+β7Vk+λj+ejt+εjt

(8)

其中:Uj为进口中间品质量与时间虚拟变量交叉项(QALjt×T);Wk为时间虚拟变量与影响渠道交叉项,k=1为行业开放度与时间虚拟变量交叉项(EXQjt×T),k=2为人力资本数量与时间虚拟变量交叉项(HRSjt×T);Ck为影响渠道与进口中间品质量交叉项,k=1为行业开放度与进口中间品质量交叉项(EXQjt×QALjt),k=2为人力资本数量与进口中间品质量交叉项(HRSjt×QALjt);Vk为三次交叉项,k=1为行业开放度、时间虚拟变量与进口中间品质量交叉项(EXQjt×QALjt×T),k=2为人力资本数量、时间虚拟变量与进口中间品质量交叉项(HRSjt×QALjt×T)。

表5中列(1)～(2)是利用固定效应模型和动态面板广义矩估计法对行业开放渠道的检验,列(3)是利用技术进步替代率对制造业质量量化进行的动态面板广义矩估计,列(4)～(5)是利用固定效应模型和动态面板广义矩估计对人力资本渠道的检验,列(6)是利用技术进步替代率进行的动态面板广义矩估计替换分析。结果均表明逆全球化降低了进口中间品质量对中国制造业质量的影响作用,平均处理效应稳健。