黃新飛 彭 杰 趙一佳

(1．中山大學 國際金融學院，廣東 廣州 510275；2. 中山大學 高級金融研究院，廣東 廣州 510275；3．北京大學 匯豐商學院，北京 100091)

一、引言

自2001年中國加入WTO以來，貿(mào)易自由化水平日益提升，與之相應的是貿(mào)易自由化帶來的制造業(yè)轉型升級與資源的跨國流動，對中國提升全球范圍內(nèi)的經(jīng)濟優(yōu)勢發(fā)揮了重要作用。中國對外開放進程的不斷深化也促進了本土制造業(yè)企業(yè)積極參與到全球化分工與生產(chǎn)中，我國在全球價值鏈的地位與影響力逐年提升，全球價值鏈的發(fā)展也受到高度重視。

在更加開放的經(jīng)濟格局下，中國高度參與全球價值鏈分工。中國現(xiàn)在正在成為全球商品和資金的紐帶，并正在成為全球價值鏈的中心。在我國不斷推進貿(mào)易自由化、體制化的背景下，我國企業(yè)在全球價值鏈的參與和相應的資源配置效率成為影響國家宏觀經(jīng)濟決策的重要參考指標。而根據(jù)已有的研究，資源配置效率較低將引致我國總體生產(chǎn)率較低，這又體現(xiàn)出制造業(yè)行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的生產(chǎn)率離散程度較高[1]。那么，貿(mào)易自由對我國資源配置效率影響機制是什么呢？貿(mào)易自由化帶來的全球價值鏈的嵌入程度及全球價值鏈長度的變化又是如何影響資源配置效率的呢？不同于以往的研究，本文將從全球價值鏈的角度考察中國加入WTO以來制造業(yè)行業(yè)資源流動的變化以回答上述兩個問題。本文使用收益生產(chǎn)率指標，采用中介變量模型衡量價值鏈的渠道作用，并在穩(wěn)健性檢驗中使用成本加成離散、生產(chǎn)率離散度指標進行檢驗，運用工具變量與DID方法降低內(nèi)生性，并考慮最終品影響。

本文的邊際貢獻主要包括：第一，在研究視角上，已有的文獻大多通過競爭效應反映資源配置效率的變化，而較少從全球價值鏈的角度研究競爭效應的作用機制。本文從全球價值鏈角度出發(fā)，研究競爭帶來的質量升級與生產(chǎn)率提升效應進一步對價值鏈的影響，更能深入說明全球化背景下貿(mào)易自由與資源配置效率的關系。第二，在研究方法上，本文使用中介變量模型檢驗全球價值鏈的渠道效應，同時以中國加入WTO為自然實驗進行DID檢驗，并引入最高關稅水平作為貿(mào)易自由化的工具變量，有效地解決了模型的內(nèi)生性問題。第三，本文根據(jù)價值鏈參與度與價值鏈長度的理論概念將三種估計資源配置效率的方法在綜合起來，很好地解決了變量衡量對估計結果穩(wěn)健性的影響，也更加全面直接地從價值鏈作用機制的角度研究資源配置的問題。

二、文獻綜述

與本文相關的文獻主要有三類：其一，直接研究貿(mào)易自由對于資源分配的影響的文獻，側重于從微觀的角度衡量資源配置效率；其二，研究貿(mào)易開放下一國參與全球價值鏈的活動的文獻；其三，研究全球價值鏈活動與生產(chǎn)率關系的文獻。

首先，一類文獻直接關注貿(mào)易自由化對資源分配效率的影響。資源的合理配置與要素的自由化流動是促進我國經(jīng)濟新常態(tài)階段的優(yōu)化升級的重要條件。以HK理論為代表的研究指出，企業(yè)收入生產(chǎn)率應在沒有任何扭曲的情況下相等[2]。糾正扭曲之后，中國制造業(yè)經(jīng)過加總后的TFP將能增長30%～50%。中國制造業(yè)的效率損失來源多樣，現(xiàn)有研究關注了尋租關系、所有制因素、戶籍因素、企業(yè)進入與退出的產(chǎn)業(yè)政策等。上述因素扭曲了投入要素的流動效率，最終影響整個行業(yè)的資源配置效率。Melitz的研究指出，在一個完全競爭的市場中，資源是可以充分流動的，在貿(mào)易中會導致資源向效率更高的公司的重新分配[3]。在均衡條件下，所有公司的生產(chǎn)率水平趨同。當市場扭曲和資源錯配時，全要素生產(chǎn)率將離散度提高。除了以HK理論為代表的變量替代法之外，關注資源分配效率的測算文獻通常還有以下兩個方面。第一個是增長率分解法，主要分解全要素生產(chǎn)率[3]。市場競爭的激烈化影響企業(yè)的進入和退出決策，從而導致產(chǎn)業(yè)組織結構的演變和企業(yè)間資源的重新配置，并促進總全要素生產(chǎn)率水平的提高[4]。毛其淋和盛斌利用全要素生產(chǎn)率研究了行業(yè)資源配置效率在制造業(yè)投入要素市場的扭曲情況下的變化，并將交乘項設置為貿(mào)易自由來探究要素市場扭曲的影響[5]。第二是比例法，即衡量全要素生產(chǎn)率在行業(yè)內(nèi)的分散程度，通過計算分位數(shù)反映資源配置情況。主要思想是行業(yè)內(nèi)全要素生產(chǎn)率差異越大，資源錯配程度越高。通過企業(yè)的動態(tài)調整進行競爭，提高了企業(yè)內(nèi)部資源分配的效率，體現(xiàn)在企業(yè)進出口的過程中，生產(chǎn)率的差異已顯著降低[2，6]。田榮華利用行業(yè)全要素生產(chǎn)率離散度來衡量資源分配效率，并根據(jù)一個地區(qū)或行業(yè)的出口公司數(shù)量比例來衡量貿(mào)易開放程度。然而，這一指數(shù)并不像進口關稅那樣準確地反映該地區(qū)或該行業(yè)所面對的貿(mào)易自由化水平[7]。此外，還有學者測算企業(yè)價格成本加成離散程度[8]。綜前所述，前人的研究關注貿(mào)易自由與資源配置效率的測算及影響機制，而缺乏對渠道或路徑的研究。本文以Hsieh和Klenow有關資源配置的理論為基礎，測算收益生產(chǎn)率水平，同時引進比例法計算離散程度反映資源配置效率[2]。在穩(wěn)健性檢驗中，使用Olley和Pakes的方法測算TFP替換收益生產(chǎn)率，并采用離散程度檢驗實證結果的穩(wěn)定性，考察貿(mào)易自由化對資源配置效率的影響[9]。

其次，還有文獻關注貿(mào)易開放對于全球價值鏈的影響。關于貿(mào)易自由化對資源配置效率影響的機制的相關研究，主要集中于隨著貿(mào)易開放水平不斷提升，由此帶來的企業(yè)競爭對行業(yè)資源分配效率的影響，很少有學者具體研究競爭效應的作用機制與對其他效應的分析和識別，即在貿(mào)易自由化與經(jīng)濟全球化背景下的更細化的傳導渠道。

在貿(mào)易自由化下，一國參與全球價值鏈活動的表現(xiàn)主要分為三種，一是全球價值鏈嵌入程度的變化，二為全球價值鏈嵌入位置的變動，三為價值鏈總長度的變動。一國在全球價值鏈上嵌入位置和程度的研究得到了很多學者的關注[10-11]。全球價值鏈嵌入程度反映的是一國對全球價值鏈的依賴性，即一國生產(chǎn)最終品對國際貿(mào)易中間品的依賴程度；全球價值鏈嵌入位置指的是一國在全球價值鏈中的作用，更多反映了一國在全球生產(chǎn)中的上下游水平；全球價值鏈的長度則指的是一國某部門產(chǎn)品在生產(chǎn)過程中所經(jīng)歷的生產(chǎn)階段的數(shù)目[10]?？鐕臼菂⑴c全球價值鏈活動的主體，其在進行全球性生產(chǎn)的過程中，根據(jù)收益最大和成本最小化原則，將采用四種的形式進行中間投入品的國際化生產(chǎn)，分別是國內(nèi)外包模式與垂直一體化模式、國際外包模式與垂直一體化模式。

關于貿(mào)易和全球價值鏈的文獻主要著眼于全球化對跨國公司離岸外包和全球垂直一體化決策的影響[12]。全球價值鏈的參與程度和價值鏈長度將隨著貿(mào)易的發(fā)展而變化，這將從以下兩個方面發(fā)揮作用：(1)通過對外直接投資實現(xiàn)全球垂直一體化。主要體現(xiàn)在對于自然稟賦豐富、市場規(guī)模較大、技術水平較高的區(qū)域，企業(yè)傾向于選擇一體化生產(chǎn)方式對價值鏈實現(xiàn)股權控制，即全球垂直一體化。對于技術水平越高的中國制造業(yè)企業(yè)融入全球價值鏈的程度也相對越高[13]；(2)國際化外包，即通過契約方式或市場方式從其他公司獲得中間產(chǎn)品。公司通過離岸外包和全球垂直一體化，通過并購國際上下游企業(yè)進入生產(chǎn)或中間產(chǎn)品，使公司的全球價值鏈參與度、地位和長度發(fā)生變化。低生產(chǎn)率企業(yè)采用公司間契約交易的形式，而大多數(shù)高生產(chǎn)率企業(yè)采用一體化外包[14]。Feenstra和Spencer進一步驗證了該結論，為獲得中間投入，企業(yè)的生產(chǎn)率水平越高越有可能進行外商直接投資，生產(chǎn)率水平越低的公司則往往選擇外包[15]。

最后，國內(nèi)外也有研究全球價值鏈活動與生產(chǎn)率關系的文獻。競爭效應帶來的離岸外包和全球垂直一體化能夠改變價值鏈嵌入程度和價值鏈長度?？鐕旧a(chǎn)中間品時，通過離岸外包，在專業(yè)化生產(chǎn)中提高了產(chǎn)出速度與質量，但也在一定程度上負擔了與中間商進行合同交易的摩擦成本，總體上能夠提升全球價值鏈的參與；通過垂直一體化，在整體性生產(chǎn)中減少了外部摩擦成本，生產(chǎn)雖然可以節(jié)省市場交易成本，但也失去了外部專業(yè)化生產(chǎn)的優(yōu)勢。垂直一體化雖然耗費成本，但提高了生產(chǎn)率。錢翼晟等認為適度的垂直一體化能提高企業(yè)內(nèi)部資本配置效率，增強企業(yè)競爭力[16]?？鐕驹趨⑴c全球價值鏈的生產(chǎn)時，權衡國際外包與全球垂直一體化的成本與收益，使資源配置效率通過參與全球價值鏈生產(chǎn)得到提高。資源錯配會導致整體全要素生產(chǎn)率水平降低[2]，生產(chǎn)效率的提高則在一定程度上反映了資源配置效率的提升[3]。僅上述機制不足以證明貿(mào)易自由化，特別是在行業(yè)層面上對資源分配效率的影響。

綜上所述，國內(nèi)從全球價值鏈的角度來研究貿(mào)易自由化對資源分配效率的影響的渠道研究較少，且學者對資源配置效率的理解多樣化，本文將以Hsieh和Klenow中測算收益生產(chǎn)率作為衡量資源錯配的基礎進行研究[2]。從這個角度看，競爭效應在全球分工與合作中更為突出。本文基于受貿(mào)易自由化影響的制造業(yè)企業(yè)在全球價值鏈中的行為，研究貿(mào)易自由化對資源配置效率的影響，考察了全球價值鏈參與和長度的中介作用。同時，為更好反映資源分配效率，本文選取了收益生產(chǎn)率(TFPR)的離散程度進行衡量。實證結果顯示：貿(mào)易自由化加劇了國際競爭，帶來了質量升級與生產(chǎn)率提升效應，進一步深化了全球價值鏈的參與，延長了價值鏈的長度，從而降低了收益生產(chǎn)率的分散度，顯著提高了行業(yè)資源分配效率。通過進一步的實證分析，我們發(fā)現(xiàn)全球價值鏈的長度對勞動密集型產(chǎn)業(yè)和技術密集型產(chǎn)業(yè)具有較強的中介效應，而全球價值鏈的參與對資本密集型產(chǎn)業(yè)具有較強的中介作用。

三、貿(mào)易自由化的典型事實

經(jīng)濟全球化進一步推動了了制造業(yè)的發(fā)展。自20世紀90年代以來，中國促進開放型經(jīng)濟的建設，經(jīng)過進入WTO的多場談判，推動開展了以關稅改革為核心的諸多措施，以期降低關稅水平、削減非關稅壁壘、促進資源更合理更充分地配置。中國加入世貿(mào)組織后關稅大幅減免，為研究貿(mào)易自由化和資源分配效率的問題提供了寶貴的自然試驗契機。

2000—2006年，中國制造業(yè)的發(fā)展發(fā)生了巨大的變化。為了能夠更加直觀地觀察關稅水平與收益生產(chǎn)率(TFPR)離散程度的變動趨勢，我們對其分別繪制了折線圖。圖1左邊反映了樣本期間行業(yè)進口中間品關稅水平的變動趨勢。從圖中可以看出，行業(yè)進口中間品關稅水平整體呈下降趨勢，中間品關稅水平在入世初期出現(xiàn)明顯的下降，爾后基本呈穩(wěn)步下降趨勢，平均中間品關稅率從2000年的15.74%下降到了2006年的8.48%。圖1右邊反映的是2000—2006年收益生產(chǎn)率離散程度的變化趨勢。行業(yè)間收益生產(chǎn)率離散程度總體呈下降趨勢，其變化在2001—2002年最為顯著。貿(mào)易自由化帶來的競爭效應能夠縮小產(chǎn)業(yè)內(nèi)TFPR離散程度，提升資源配置效率。那么，行業(yè)中間品關稅下降與行業(yè)收益生產(chǎn)率離散程度的變動又存在怎樣的關系。為了初步觀察二者關系，我們繪制了中間品關稅水平與收益生產(chǎn)率離散程度之間的散點圖和擬合線，圖2中顯示出二者呈明顯的正向關系，初步反映貿(mào)易自由化有利于降低行業(yè)內(nèi)收益生產(chǎn)率離散程度，提高資源配置效率。

圖1 2000—2006年行業(yè)中間品關稅與收益生產(chǎn)率離散程度

圖2 行業(yè)中間品關稅與收益生產(chǎn)率離散程度

我們進一步研究貿(mào)易自由化與全球價值鏈變化之間的關系。為了能夠更加直觀地觀察在制造業(yè)行業(yè)在貿(mào)易自由化的關稅改革影響下價值鏈嵌入的程度以及價值鏈長度的變化，本文將2000—2006年間全球價值鏈的變化(包含嵌入程度及價值鏈長度)分別繪制折線圖。圖3左邊表明，隨著中國加入世貿(mào)組織，各制造業(yè)不斷增加中間投入產(chǎn)品進口比例，提升了對全球化生產(chǎn)的依賴度，進而增加了全球價值鏈的參與度和產(chǎn)業(yè)嵌入程度。在圖3右邊中，2002年以來價值鏈的長度總體呈現(xiàn)出穩(wěn)步增長。這主要是中國進入WTO以來，加劇了制造業(yè)生產(chǎn)部門的全球性競爭，為降低成本，企業(yè)進行了國際外包和垂直一體化等多種競爭性生產(chǎn)決策，以提升產(chǎn)品的質量與生產(chǎn)率水平，這類舉措促進了最終產(chǎn)品成型前的全球價值鏈分工，并且豐富了世界范圍內(nèi)的貿(mào)易網(wǎng)絡格局。尋求各個中間環(huán)節(jié)在各地的成本優(yōu)勢增加了最終品生產(chǎn)過程中的生產(chǎn)階段的數(shù)目，最終產(chǎn)品中蘊含的國外中間投入品價值越來越多。圖4和圖5分別是中間品關稅水平與全球價值鏈嵌入程度及價值鏈長度的散點圖和擬合線。如圖所示，二者均與中間品關稅水平呈現(xiàn)負向關系，初步推斷貿(mào)易自由化能夠加強國際范圍內(nèi)的分工與合作，改變行業(yè)在全球價值鏈的參與度和價值鏈長度。

圖3 2000—2006年全球價值鏈參與程度與全球價值鏈長度

圖4 中間品關稅與全球價值鏈參與程度 圖5中間品關稅與全球價值鏈長度

基于以上分析，本文主要研究貿(mào)易自由化是否顯著降低收益生產(chǎn)率的離散、減少資源錯配、提升配置效率，而全球價值鏈的參與和長度是否是貿(mào)易自由化促進資源再分配的兩個重要渠道。實證研究主要關注以下三個方面的問題。

問題一：貿(mào)易自由化在保持其他條件不變的情況下對行業(yè)收益生產(chǎn)率離散程度，即資源配置效率的影響。問題二：價值鏈嵌入程度和價值鏈長度在貿(mào)易自由化影響資源配置效率的路徑作用機制。問題三：不同要素密集型產(chǎn)業(yè)在貿(mào)易自由化不斷深化的過程中全球價值鏈的中介效用差異。

四、模型、數(shù)據(jù)與變量

(一)計量模型設定

本文從貿(mào)易自由化的角度出發(fā)，測算全球價值鏈嵌入度與價值鏈長度兩條途徑對制造業(yè)行業(yè)資源配置效率的影響。首先設定基本模型，研究貿(mào)易自由化對資源配置效率的影響?；灸Ｐ驮O定如下：

TFPRDispersionit=α0+β0inputtariffit+γXit+ui+vt+εit

(1)

TFPDispersionit為資源配置效率的代理變量，由基于HK理論測算的行業(yè)收益生產(chǎn)率(TFPR)離散程度衡量，表示i行業(yè)在t年的收益生產(chǎn)率離散度。inputtariffit為貿(mào)易自由化水平的代理變量，表示i行業(yè)在t年的中間投入品關稅水平。Xit為其他控制變量，包括行業(yè)的競爭水平、企業(yè)的平均規(guī)模等。為控制產(chǎn)業(yè)隨時間變動保持不變的特征，ui為行業(yè)層面的固定效應。vt是時間固定效應。

本文在(1)式的基礎上，加入全球價值鏈嵌入度和價值鏈嵌入長度，構建中介變量模型，其模型設定如下：

gvcpait=α1+ξ1inputtariffit+γXit+ui+vt+εit

(2)

gvclenit=α2+λ1inputtariffit+γXit+ui+vt+εit

(3)

TFPRDispersionit=α3+τ0inputtariffit+τ1gvclenit+τ2gvcpait+
γXit+ui+vt+ε

(4)

gvclenit、gvcpait分別表示i行業(yè)在t時刻全球價值鏈長度和參與度的指標。其中τ0為貿(mào)易自由化對資源配置的效率的直接影響。τ1λ1與τ2ξ1分別表示貿(mào)易自由化通過影響企業(yè)參與全球價值鏈生產(chǎn)的行為，通過全球價值鏈延長與全球價值鏈參與度對資源配置效率的中介效應，即間接影響。貿(mào)易自由化對資源配置效率的總影響為τ1λ1+τ2ξ1+τ0。

因此，若β0，ξ1，λ1均顯著，則表明存在中介效應，即全球價值鏈嵌入程度及價值鏈長度可作為衡量貿(mào)易自由化與資源配置效率關系的中介變量。若估計得到τ0>0，則意味著行業(yè)中間投入品關稅率下降能夠帶來收益生產(chǎn)率離散程度的下降，即貿(mào)易自由化顯著提高了資源配置效率。若估計得到τ1<0，則反映出貿(mào)易自由化通過影響價值鏈長度，即制造業(yè)部門快速融入各自產(chǎn)品的全球價值鏈分工和貿(mào)易網(wǎng)絡，產(chǎn)品在生產(chǎn)過程中日益投入較多的進口中間投入品，提高了全球垂直一體化程度，參與了國際市場競爭，提高了資源配置效率。若估計得到τ2<0，則體現(xiàn)出貿(mào)易自由化通過影響全球價值鏈嵌入程度，即制造業(yè)部門通過離岸外包等途徑，提升國內(nèi)要素占跨國生產(chǎn)分割活動的比重，參與國際競爭，促進資源配置效率的提升。Xit則表示一系列的控制變量，具體包括：表征行業(yè)集中度的赫芬達爾指數(shù)(hhiit)、政府資本金(govcapit)、集體資本金(collcapit)、法人資本金(legcapit)、個人資本金(indcapit)、補貼收入(subgit)、行業(yè)公司規(guī)模(corscait)和市場化指數(shù)(creditit)。

(二)數(shù)據(jù)及變量說明

1．數(shù)據(jù)來源

本文使用的樣本數(shù)據(jù)主要有兩個來源(1)2006年之后中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫存在嚴重的數(shù)據(jù)缺失問題，本文將研究樣本選在2000—2006年。：其一是2000—2006年全球價值鏈的參與度和長度的相關數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于UIBE GVC Index數(shù)據(jù)庫。其二為2000—2006年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，涵蓋所有國有企業(yè)和年銷售額至少為500萬元人民幣的非國有企業(yè)。它包含中國制造業(yè)企業(yè)的企業(yè)級生產(chǎn)和會計信息，如就業(yè)、資本存量、總產(chǎn)值、增值和企業(yè)標識(如公司名稱、電話號碼、郵政編碼、聯(lián)系人)。這些變量包括公司的基本信息和用于計算企業(yè)生產(chǎn)率和其他控制變量的相關財務信息。其三是中國海關產(chǎn)品數(shù)據(jù)庫，涵蓋了2000—2006年中國所有進出口商品的范圍。

為了得到三位產(chǎn)業(yè)層面的進口關稅(2)考慮到使用二位產(chǎn)業(yè)代碼得到的實證結果存在嚴重的加總偏誤，而使用四位產(chǎn)業(yè)代碼會使產(chǎn)業(yè)劃分過細，導致部分行業(yè)僅存在少數(shù)幾家企業(yè)，無法獲取相應的資源配置效率結果，因此本文選用三位產(chǎn)業(yè)代碼作為研究對象。，本文將HS六位產(chǎn)品關稅對照到中國工業(yè)企業(yè)三位產(chǎn)業(yè)層面，具體做法是將HS代碼與國際貿(mào)易標準分類代碼(SITC)匹配，得到國際標準工業(yè)分類(ISIC)，最后與國內(nèi)GB標準行業(yè)分類匹配。全球價值鏈參與度和長度的數(shù)據(jù)中的行業(yè)分類標準與《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T4754-2011)中的分類標準有所差別，本文對照中國國民經(jīng)濟行業(yè)分類對世界投入產(chǎn)出表數(shù)據(jù)庫的行業(yè)分類進行整合。收益生產(chǎn)率離散度與生產(chǎn)率離散度的計算利用2000—2006年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。其余控制變量來自于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫等公開數(shù)據(jù)。

2．變量說明

(1)收益生產(chǎn)率離散程度與生產(chǎn)率離散程度

根據(jù)Hsieh和Klenow的研究，收入生產(chǎn)率(TFPR=TFPQ*P)在沒有扭曲的理想情況下趨同[2]，本質上反映的是勞動和資本的邊際收益相同。因此可以根據(jù)行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的要素邊際收入的差異作為衡量扭曲程度的標準。

本文以HK理論為基礎，基于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的信息，測算收益生產(chǎn)率。本文采用收益生產(chǎn)率離散程度衡量資源分配效率，主要包括參考Klenow的方法，計算TFPR的75～25分位數(shù)差，90～10分位數(shù)差作為離散指標，主要使用75～25分位數(shù)差在基準回歸中，使用10～90分位數(shù)差進行穩(wěn)健性檢驗[22]。

此外，在穩(wěn)健性檢驗中，本文使用Olley和Pakes的用半?yún)?shù)法計算的全要素生產(chǎn)率(TFP)，同樣計算其離散程度，以減少測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率時的同步偏差和選擇偏差引致的內(nèi)生性問題[9]。

(2)貿(mào)易自由化

本文使用了行業(yè)層面中間品進口關稅水平作為衡量中間品貿(mào)易自由化的指標。主要考慮兩個方面的原因：首先，貿(mào)易自由化的核心舉措就是降低關稅壁壘，建設開放型經(jīng)濟。然而，對于削減非關稅壁壘等舉措較難進行數(shù)值化統(tǒng)計，即使這類措施也會對貿(mào)易自由化帶來一定的影響，因此，主要參考Amiti和Konings的測算中間投入品貿(mào)易自由化水平[17]。具體計算公式如下：

inputtariffjt=∑p∈wjαpj.outputtariffpjt

(5)

在上式中，行業(yè)表示為j，年份是t與中間投入要素為p，ω表示行業(yè)j的投入集合，α是各要素的使用權重，主要通過中國投入產(chǎn)出表進行計算，inputtar中間品關稅率表示為inputtar，而最終品關稅率表示為outputtariff，主要通過下式計算：

(6)

(3)全球價值鏈長度

基于Fally的設定，全球價值鏈長度是一個國家某一行業(yè)的最終產(chǎn)品在制造流程中的所有的生產(chǎn)階段數(shù)量[18]，由Nim表示：Nim=1+∑jnAjnimNjn。式子里，m國家i最終產(chǎn)品的全球價值鏈長度指數(shù)為Nim，n國j產(chǎn)品的長度指數(shù)是Njn，Ajnim代表了來自n國j投入品的價值需要m國1單位價值的i產(chǎn)品被投入生產(chǎn)。式子反映出當全球價值鏈長度指數(shù)值越大時，該產(chǎn)業(yè)最終產(chǎn)品的生產(chǎn)需要經(jīng)歷越多的制造環(huán)節(jié)，生產(chǎn)流程越長。當產(chǎn)業(yè)在國外完成了更多的生產(chǎn)階段，則在一定水平上反映了該產(chǎn)品在全球價值鏈分工的程度更高更精細。

(4)全球價值鏈嵌入程度

全球參與度的計算方法是基于Wang等的研究[19]構建了前向與后向參與度作為衡量全球價值鏈參與的代理變量，全球價值鏈參與度指的是在產(chǎn)出或需求當中全球價值鏈環(huán)節(jié)的比例。具體計算式如下：

(7)

(8)

其中Va表示一國某部門總的增加值，V_GVC表示出口中間品中的國內(nèi)增加值。Y表示一國某部門最終產(chǎn)品和服務的總價值，Y_GVC表示中間品進口中的國內(nèi)或國外增加值。基于前向分解的參與程度指數(shù)可以理解為國家行業(yè)部門的國內(nèi)要素占跨國生產(chǎn)分割活動的比重。后向分解的參與程度指數(shù)可以理解為一國(地區(qū))的最終產(chǎn)品來自全球價值鏈相關的生產(chǎn)和貿(mào)易活動的比重。本文主要使用了前向參與度(gvcpaf)來衡量一個國家全球價值鏈的參與程度。后項向參與度(gvcpab)用于穩(wěn)健性檢驗。

(5)控制變量

本文采用了行業(yè)與企業(yè)層面的控制變量，包括表征行業(yè)集中度的赫芬達爾指數(shù)(hhi)，為控制行業(yè)所有制形式，加入政府資本金(govcap)、集體資本金(collcap)、法人資本金(legcap)、個人資本金(indcap)，此外，加入平均補貼收入(subg)考慮補貼對資源配置的影響，以及行業(yè)公司規(guī)模(corsca)和市場化指數(shù)(credit)。

五、估計結果與分析

(一)基準結果

從關稅削減對產(chǎn)業(yè)的收益生率分散程度的作用效果出發(fā)，研究貿(mào)易自由化影響資源分配效率的途徑。表1反映了貿(mào)易自由化對資源配置效率的基本估計結果。在回歸過程中，采用以行業(yè)聚類的穩(wěn)健標準誤來控制潛在的異方差和自相關問題。其中第(1)列和第(5)列為式(1)的估計結果。第(1)列采用25～75法測算收益生產(chǎn)率(TFPR)離散程度，而第(5)列采用25～75分為數(shù)計算生產(chǎn)率(TFP)離散程度作為穩(wěn)健性檢驗，回歸結果具有較好的顯著水平與穩(wěn)定性，行業(yè)中間品關稅水平的估計系數(shù)顯著為正且通過1%水平的顯著性檢驗。在第(1)列中。行業(yè)中間投入品關稅率估算系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗，表明隨著貿(mào)易自由化程度的加深，行業(yè)整體關稅水平下降，這會促進收益生產(chǎn)率離散度的下降。貿(mào)易自由化所帶來的競爭效應對全要素生產(chǎn)率的分散產(chǎn)生了負向影響，促進了資源的優(yōu)化配置。在控制了行業(yè)層面的固定效應之后，結果仍然是顯著的。

第(2)列和第(3)列分別是式(2)和式(3)的回歸結果，以進一步檢驗全球價值鏈嵌入程度及價值鏈長度的中介效應。在第(2)列中，行業(yè)中間品進口關稅水平的估計系數(shù)顯著為負。結果表明，關稅水平的下降可以提高全球價值鏈參與程度。由于競爭效應，制造業(yè)越來越積極地參與國際分工與合作，通過離岸外包等生產(chǎn)活動增加價值鏈參與。由于全球性競爭，制造業(yè)越來越積極參與國際分工與合作，通過離岸外包等生產(chǎn)活動深化價值鏈的參與。

第(4)列和第(6)列是式(4)的全樣本回歸結果，第(6)列使用生產(chǎn)率離散程度(TFP)，作為衡量資源配置效率的代理變量。將第(1)列到第(4)列聯(lián)系起來，可以解釋全球價值鏈嵌入程度和價值鏈長度的中介作用。

如表1所示，行業(yè)中間品關稅率的估計系數(shù)是顯著為正的，而全球價值鏈嵌入程度及價值鏈長度的估計系數(shù)依然為負，同時在1%顯著性水平上顯著。此外，將第(1)列與第(4)列的估計結果對比，發(fā)現(xiàn)第(1)列中核心解釋變量中間品關稅水平的系數(shù)與第(2)列中的系數(shù)均是顯著的，且后者小于前者，這反映出全球價值鏈的變動是貿(mào)易自由化對行業(yè)資源配置效率的影響渠道，檢驗的中介效應為部分中介效應，即貿(mào)易自由化本身會對資源配置效率產(chǎn)生影響，同時部分效用也會通過全球價值鏈的路徑影響資源流動，從而回答了問題二，即貿(mào)易自由化通過競爭效應促使企業(yè)更加積極地參與國際分工，改變行業(yè)全球價值鏈的嵌入程度和價值鏈的長度，最終促進了資源的流動，實現(xiàn)了更加有效資源配置。此外，由于經(jīng)典中介變量的檢驗方法存在主效應一定存在的前提假設，為了深入地檢驗部分中介效應的存在性，本文根據(jù)Preacher和Hayes中的方法采用Bootstrap檢驗，將置信區(qū)間設為95%[20]。檢驗結果表明價值鏈嵌入程度與價值鏈長度的共同發(fā)揮了顯著的中介作用，間接效應參與度與長度的上下限均不包含0，且直接效應的上下限也不包含0，證明存在部分中介效應，與基準檢驗的結果相符。

表1 基準結果：貿(mào)易自由化對資源配置效率的影響

(二)行業(yè)異質性分析

為了進一步識別全球價值鏈的中介作用對不同類型行業(yè)的影響，本文將制造業(yè)行業(yè)按照要素密集程度劃分為資本密集型產(chǎn)業(yè)、技術密集型產(chǎn)業(yè)以及勞動力密集型產(chǎn)業(yè)(3)勞動密集型包括：食品加工、食品制造行業(yè)；飲料制造、煙草加工行業(yè)；紡織、服裝及其他纖維制品制造行業(yè)；皮革、皮毛、羽絨極其制品業(yè)；木材加工及竹、藤、棕、草制品業(yè)；家具制造業(yè)；造紙及紙制品業(yè)；印刷業(yè)；記錄媒介的復制、文教體育用品制造業(yè)；橡膠制品業(yè)；塑料制品業(yè)。資本密集型包括：石油加工及煉焦行業(yè)；儀器儀表及文化、辦公機械制造、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)；金屬制品業(yè)；非金屬礦物制品業(yè)；普通機械制造業(yè)；專用設備制造。技術密集型包括：化學纖維制造業(yè)；交通運輸設備制造業(yè)；電器機械及器材制造業(yè)；電子及通信設備制造業(yè)；化學原料及化學制品制造業(yè)；醫(yī)藥制造業(yè)。。表2是行業(yè)分組檢驗結果。

表2 行業(yè)異質性

三類產(chǎn)業(yè)的關稅估算系數(shù)均為顯著正，說明貿(mào)易自由化可以減少不同類型產(chǎn)業(yè)的收益生產(chǎn)率分散，提高資源分配效率。雖然行業(yè)樣本量受限，對部分控制變量的估計系數(shù)產(chǎn)生了影響，但關于核心解釋變量的顯著性以及影響效應仍具有一定的解釋力。

在第(1)列中，技術密集型產(chǎn)業(yè)的價值鏈長度的估計系數(shù)為負，在5%的水平上顯著，而全球價值鏈參與程度的估計系數(shù)不太顯著。這可能是因為貿(mào)易自由化主要影響技術密集型產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)階段，而不是利用國際生產(chǎn)要素影響產(chǎn)業(yè)內(nèi)的資源流動。第(2)列中資本密集型企業(yè)參與全球價值鏈的負面效應大于價值鏈長度的負面效應。這表明，隨著平均關稅水平的降低，資本密集型產(chǎn)業(yè)增加了跨國生產(chǎn)中國內(nèi)投入要素的比例，從而導致更多的跨國生產(chǎn)。第(3)列勞動密集型產(chǎn)業(yè)的回歸結果表明，貿(mào)易自由化對資源分配的影響主要來自于競爭效應引起的全球價值鏈長度，參與度的估計系數(shù)的顯著性低于長度估計系數(shù)的顯著性。這是因為勞動密集型產(chǎn)業(yè)可以加強全球生產(chǎn)環(huán)節(jié)，因此，分工更加精細化，最終產(chǎn)品生產(chǎn)鏈增加，價值鏈長度延長，收益生產(chǎn)率分散程度下降。由此可見，三種不同的產(chǎn)業(yè)類型在面對貿(mào)易自由化的沖擊時，產(chǎn)業(yè)在全球價值鏈的活動有所差異，資本密集側重于以外包模式提高對國際化中間品的依賴度，提升價值鏈的參與水平，技術密集和勞動密集更加側重于一體化模式延長鏈條細化分工。

六、內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗

本文得到的重要結論是，貿(mào)易自由化通過全球價值鏈的變動，包括全球價值鏈的嵌入程度和價值鏈長度，影響了制造業(yè)各行業(yè)資源配置效率。但是由于本文使用關稅來研究貿(mào)易自由化的影響，這可能存在兩個方面的問題。首先是反向因果關系，即政策制定者在降低關稅時優(yōu)先考慮了優(yōu)勢行業(yè)，例如生產(chǎn)率快速增長的行業(yè)。其次是錯誤歸因，即與關稅削減相關的行業(yè)特征同時直接促進收益生產(chǎn)率提升。為了保證回歸結果的穩(wěn)定性和可靠性，排除由于變量測量誤差、變量測量方法、模型設定等帶來的影響，本文進行了包括采用協(xié)定關稅水平作為工具變量，以中國加入WTO作為自然實驗使用DID模型回歸來避免基準回歸的結果的有偏性，并進行了變量測量方法替換、指標替換等方式作了一系列穩(wěn)健性檢驗。

(一)內(nèi)生性：工具變量

由于關稅作為貿(mào)易自由化的代理變量，會存在內(nèi)生性問題，使的得用生產(chǎn)率之間的負相關關系可能不是由于降低關稅導致生產(chǎn)率提高，而是政策制定者只能選擇在那些行業(yè)競爭中能夠進口更為便宜的進口品的行業(yè)中降低關稅，例如那些在經(jīng)歷生產(chǎn)率快速提升的行業(yè)。第二個問題是與關稅削減相關的行業(yè)特征可能才是后續(xù)生產(chǎn)率增長的真正原因[21]。因此可能導致回歸結果的有偏，產(chǎn)生錯誤的判斷結論。為了解決這一問題，我們使用加入貿(mào)易協(xié)定時確定稅率作為實際關稅稅率的工具變量，該稅率大部分在1999年前確定。

inputtariffit=α4+τ1maxinputtariffit+γXit+ui+vt+εit

(9)

TFPRDispersionit=α5+τ2inputtariffit+τ3gvclenit+τ4gvcpait+
γXit+ui+vt+εit

(10)

最高關稅水平是實際關稅的良好預測指標，該指標可能存在一些政策內(nèi)生性，但這也只是在預期的意義上，因為2001年以后的關稅削減已經(jīng)在進入WTO協(xié)議中固定下來，具有一定的外生性。

而采用最大關稅水平作為工具變量，對于這些關稅的削減取決于行業(yè)強勁的生產(chǎn)率進步，這種表現(xiàn)要么在談判的時候就會被預測，更可能的是，實際的關稅一定會偏離商定的稅率，一旦加入了附加控制措施，關稅削減的內(nèi)生性就完全消失。為更好地解決內(nèi)生性問題，本文使用兩階段最小二乘法進行估計?；貧w結果如表3所示，在使用最高關稅水平作為貿(mào)易自由化的工具變量時，估計結果依然是顯著的。在第(1)列至第(4)列為使用最高關稅水平作為貿(mào)易自由化的工具變量時中介效應模型的估計結果，在第(1)列中中間品平均關稅水平的系數(shù)是顯著為正的，這表明貿(mào)易自由化能夠降低收益生產(chǎn)率離散程度，進一步回答了問題一。第(2)列和第(3)列是對全球價值鏈嵌入程度和價值鏈長度的中介效應檢驗。其中，行業(yè)中間品關稅水平的估計系數(shù)是為負的，并且在1%水平上保持顯著，其為問題二對于渠道的回答提供了支撐。全球價值鏈的變動是貿(mào)易自由化對資源配置效率影響的重要作用渠道。第(4)列是全樣本回歸結果，進一步支持了基本估計結果，貿(mào)易自由化帶來的競爭效應推動全球范圍內(nèi)的分工與合作，制造業(yè)各部門更加積極地嵌入全球價值鏈，促使分工細化與產(chǎn)業(yè)升級，影響資源配置效率。

表3 內(nèi)生性：工具變量

(二)內(nèi)生性：DID模型

本文在全球價值鏈的視角下，考察貿(mào)易自由化對資源配置效率的影響，采用傳統(tǒng)的估計方法可能會帶來一系列內(nèi)生性問題。由于削減的進口的關稅不是外生給定的，將關稅作為主要的解釋變量可能會導致內(nèi)生性偏誤[8]。這一方面是由于一些不可觀測的因素，例如經(jīng)濟周期與宏觀經(jīng)濟波動會影響關稅水平和企業(yè)的全要素生產(chǎn)率；另一方面，由于市場競爭的存在，競爭力較低的企業(yè)會尋求政策保護，形成較高的關稅保護，繼而導致的內(nèi)生性問題。對此，為了更好地檢驗前文的估計結果，本文進一步選取中國加入WTO作為“準自然實驗”，并在此框架下使用DID方法進行檢驗。

根據(jù)以上討論，將2001年的關稅水平作為競爭沖擊的代理變量，并據(jù)此進行分組。采用DID方法，我們可以更加清晰準確地分析貿(mào)易自由化對產(chǎn)業(yè)內(nèi)資源配置效率產(chǎn)生的影響。實證模型設定如下:

TFPRDispersionit=α6+β1gvclenit+β2gvcpait+β1inputtar01i.post02t+

γXit+ui+vt+εit

(11)

post02t代表的是一個時間虛擬變量，它在2002年前取值是0，在2002年之后(包含2002年)的取值是1。inputtar01i表示產(chǎn)業(yè)i在2001年的行業(yè)中間品關稅水平。gvclenit、gvcpait分別表示i行業(yè)在t時刻全球價值鏈長度和參與度的指標。Xit則表示一系列的行業(yè)層面控制變量，具體內(nèi)容與中介變量模型中的控制變量相同。為了避免人為選取邊界帶來的分組誤差，本文采用連續(xù)分組思路，將inputtar01i設為一個連續(xù)變量不是虛擬變量，進行了DID回歸與安慰劑檢驗。

表4為式(11)的回歸結果，第(1)到第(4)列的估計結果顯示全球價值鏈的渠道作用依然顯著。其中，DID方法估計量inputtar01i*post02t的估計系數(shù)為負并在1%水平上顯著，這更證明出貿(mào)易自由化顯著降低了行業(yè)內(nèi)收益生產(chǎn)率離散程度，提高了資源配置效率。其主要原因由于：一方面，行業(yè)中間品關稅率的下降會降低企業(yè)的中間品投入成本，促使行業(yè)更加積極地參與國際競爭，提升在全球價值鏈中的參與程度；另一方面，行業(yè)中間品關稅率的不斷下降能夠推動各個企業(yè)在最終產(chǎn)品生產(chǎn)過程中投入較多的外國中間產(chǎn)品，競爭效應促使制造業(yè)各部門加強全球范圍內(nèi)的分工合作，生產(chǎn)過程不斷細化，價值鏈長度得到延伸。

表4 內(nèi)生性：DID模型回歸結果

本文安慰劑檢驗將沖擊設置在2002年，將以2001年為政策干預年份對式(11)重新進行估計。列(5)結果中顯示inputtar01i*post01t估計量的系數(shù)并不顯著，前文結論穩(wěn)健。

(三)穩(wěn)健性檢驗：資源配置效率的其他度量方法

此外，本文還使用價格成本加成率的離散度替代生產(chǎn)率離散程度作為資源配置效率的代理變量，更能從最終產(chǎn)品的角度說明資源配置效率問題，而全球價值鏈的長度指數(shù)也關注最終產(chǎn)品經(jīng)歷的生產(chǎn)環(huán)節(jié)。Lu和Yu的研究指出貿(mào)易自由化能夠降低成本加成離散度，促進資源配置效率的提升[8]。本文主要采用了會計方法來計算成本加成率。會計方法是通過三個關鍵指標：企業(yè)生產(chǎn)的增加值、工資性支出和中間投入品的成本測算成本加成率。本文基于Domowitz等、盛丹和王永進的方法，計算如下[22-23]：

(12)

式中企業(yè)i在時間t的成本加成為mkpit，企業(yè)產(chǎn)品的價格是p，c為邊際成本。va為公司的工業(yè)增加值，公司t年支出的工資總額是pr，凈中間投入要素成本為ncm。本文采用成本加成75～25分位數(shù)差。當差值越小時，表示資源分配效率越高。

表5 穩(wěn)健性檢驗：成本加成離散程度回歸結果

表5的回歸結果顯示，當采用成本加成離散度作為貿(mào)易自由化的度量時，中間品關稅水平估計系數(shù)顯著為正。同時，價值鏈嵌入程度系數(shù)和價值鏈長度的估計系數(shù)為均負，并且在5%的水平上仍然保持顯著。它與前文的估計結果基本相符，即貿(mào)易自由化通過全球價值鏈嵌入程度及價值鏈長度的變動，影響了資源配置效率。選擇價格成本加成作為資源配置效率的替換指標，主要是由于價值鏈的長度是從原材料到最終品的生產(chǎn)階段，因此在表5中核心解釋變量貿(mào)易自由化水平的估計系數(shù)依然顯著，同樣證明了在從最終品的角度衡量資源配置時，部分中介效應仍然存在。

(四)穩(wěn)健性檢驗：最終品關稅與后向參與度

本文基準模型使用行業(yè)中間品關稅水平以及全球價值鏈前向參與度作為解釋變量，由于最終品關稅減讓的可競爭效應,在穩(wěn)健性檢驗中將最終品關稅水平以及全球價值鏈的后向參與度替換中間品關稅與前向參與度。表6中，(1)列到(4)列報告的回歸結果顯示最終品關稅水平的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正。后向參與度的估計系數(shù)顯著為負，這說明全球價值鏈嵌入程度及價值鏈長度的中介效用依然存在，本文的核心結論具有較好的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗：最終品關稅與后向參與度

七、結論與政策建議

2001年中國加入世界貿(mào)易組織，經(jīng)濟上加強了在全球范圍內(nèi)的分工與合作，促進了資源更加自由和充分的流動?？偨Y前人研究，資源配置效率較低是造成我國總體生產(chǎn)率較低的原因，這又體現(xiàn)出制造業(yè)行業(yè)中企業(yè)間的生產(chǎn)率離散程度較高。隨著貿(mào)易自由化程度的加深，在經(jīng)濟全球化背景下，資源配置的效率是一個對供給側結構性改革和產(chǎn)業(yè)升級均具有現(xiàn)實意義的重要問題。因此，本文從全球性的角度對貿(mào)易自由化對資源配置效率的影響進行了實證研究。隨著中國加入世界貿(mào)易組織，各個制造業(yè)部門參與全球價值鏈和價值鏈的長度發(fā)生了重大變化。這是競爭效應所帶來的質量升級與生產(chǎn)率提升在全球性分工與合作中的體現(xiàn)。

在此基礎上，本文利用2000—2006年中國各制造業(yè)的生產(chǎn)和貿(mào)易數(shù)據(jù)來估計其中介效應。研究發(fā)現(xiàn)：提升全球價值鏈嵌入程度和延長價值鏈長度是貿(mào)易自由化降低全要素生產(chǎn)率離散程度、提高資源配置效率的兩個渠道。這是全球價值鏈中進口競爭效應所帶來的質量升級與生產(chǎn)率提升的具體體現(xiàn)。進一步表征為，全球性競爭促使企業(yè)通過離岸外包和全球垂直一體化，影響了企業(yè)的進入和退出決策，企業(yè)的動態(tài)調整引致了生產(chǎn)率在企業(yè)之間的變化，改善了企業(yè)的資源配置效率。這一結論對于不同的模型設定、計量方法和指標測度都保持穩(wěn)健。我們在研究中還考慮了不同要素密集度在貿(mào)易自由化沖擊下的作用機制，檢驗結果表明勞動密集型和技術密集型產(chǎn)業(yè)往往通過提高分工程度，在生產(chǎn)最終品中通過一體化投入更多的國內(nèi)外中間投入品，延長全球價值鏈，資本密集型產(chǎn)業(yè)則通過提升國內(nèi)要素占跨國生產(chǎn)的比重，提升價值鏈參與，降低生產(chǎn)率離散程度，提高資源配置效率。

我國正更加積極地參與全球性競爭與合作，經(jīng)濟的轉型升級需要深化市場化改革。而現(xiàn)階段，應著重考慮如何借助國際市場搭建新型開放的平臺，降低不完善的市場制度及過度的行政干預對經(jīng)濟發(fā)展的影響，促進資源更加自由、充分地流動。因此，本文的啟示在于開放的貿(mào)易政策可以通過引進外部競爭，影響我國各行業(yè)在全球價值鏈中的參與度、價值鏈長度，如此，資源配置效率得到提高，促進中國向全球價值鏈的高端環(huán)節(jié)邁進。同時，進一步推進市場化改革，政府的配套措施應針對不同類型的行業(yè)，建立有針對性的制度保障。此外，降低貿(mào)易壁壘，鼓勵各產(chǎn)業(yè)參與全球價值鏈的分工與合作，不斷優(yōu)化提升市場對于資源配置的決定性作用，實現(xiàn)資源更合理更充分地流動、開放型經(jīng)濟高質量發(fā)展。