加工贸易_企业生产率和关税减免_来自中国产品面的证据(5)

无无1012910.0000.004(1)-0.

304**

最小二乘法(OLS)

(2)-0.0.-0.

382**012*015**

**

固定效用

(3)

(4)-0.0.

456**

(5)-0.0.

458**

(6)-0.0.

459**

379**012*015**

**

OLS(7)-0.498**(-18.59)0.010(0.82)0.001(0.74)0.054**(4.77)-0.039**(-2.41)0.027*(1.75)

-0.0.-0.

(-20.18)(-20.52)(-20.33)(-13.77)(-13.81)(-13.89)

034**019**

**

034**017**

**

033**016**

**

(1.92)(-7.63)0.063(6.22)-0.059(-4.91)

-0.312**(-2.64)(-3.55)(-6.19)-0.004(-0.16)-0.002(-1.02)

无无680410.0000.014

**

(0.1.88)(-7.94)0.061(6.10)-0.058(-4.86)0.023*(1.83)

**

(2.94)-0.(-12.73)0.065(12.44)-0.049(-2.58)0.017**(5.37)0.271(1.00)

**

(2.94)-0.(-5.76)0.082(5.57)-0.052(-2.71)

0.269(0.99)(-2.55)(-5.37)-0.029(-0.68)-0.004(-1.20)

**

(2.90)-0.(-5.76)0.081(5.52)-0.052(-2.69)0.017**(5.36)

**

-0.147**-0.133**-0.214**-0.218**-0.220**-0.164**

(-3.21)(-6.13)-0.003(-0.14)-0.002(-1.01)

无无680420.0000.013

有有680410.0000.001(-2.50)(-5.35)-0.029(-0.67)

(-2.58)(-5.32)-0.028(-0.66)-0.004(-1.16)

有有680420.0000.001

(-2.64)(-2.86)0.038(1.07)0.001(0.23)无无339630.0000.018

-0.045**-0.045**-0.068**-0.069**-0.068**-0.039**

有有680410.0000.001

注:括号中为归并到企业水平后的稳健的t估计值,*(**)代表10%(5%)的显著性水平。

传统贸易理论认为劳动力丰富的国家往往出口劳动力密集型产品。若这一推测成立,则处于劳动力密集型产业中的企业(或是劳动力禀赋相对丰富的企业)会有更多出口。同时,高生产率的企业也会有较高的出口额(Ber-nard等,2006)。由此推出:企业的资本利用率(资本劳动力比的对数值)与生产率应该是负相关的。故表6第(2)栏的回归考虑了资本利用率来控制这两者的相关性。此外,第(2)栏还控制了其他一些可能会影响进口竞争的要素,这些因素主要反映了产业市场结构的固有状态。在这些计算中我们依然

先前的相关研究表明,国有企业往往受制于效率低下和激励机制失效,其生产率较非国有企业相对更低(Wu,2005)。因此,除第(1)栏之外,本文在回归中均加入了一个标示国有企业的虚拟变量(SOEit)来控制回归结果。可以发现,各栏中标示国有企业虚拟变量的系数都显著为负。这与Je-f

fersonetal (2000)的研究成果一致,他们认为中国国有企业的生产率比私有企业的相对更低。

然而,目前学术界对外资方应持有多少股份方可算为外资企业仍有争议。为了绕开这一问题,本文主要以是否接受境外投资为依据,并使用了一个虚拟变量来标示外资企业(FIEit)以示区分。在这里,企业只要有涉及包括港澳台的任何境外投资则算为外资企业。表6的第(2)栏显示出外资企业相对于非外资企业具有较高的生产率。

如果加工贸易企业和外资企业都有相对较高的生产率,那么参与加工贸易的外资企业是否拥有更高的生产率呢?我们在第(2)栏、第(3)栏的回归中加入了两个分别衡量外资企业和加工企业、国有企业和加工企业之间交叉作用的自变量。回归表明衡量国有企业和加工贸易企业关系的交互变量系数在统计上并不显著。有趣的是,上述每一栏中,衡量外资企业和加工贸易企业关系的交互变量系数都显著为负。这表明,不从事加工贸易的外资企业相比从事加工贸易的,其生产率更高。这一现象的经济学解释是,多数外资企业的生产率本来就比较高,而只有那些生产率较低的外资企业才更积极地寻求加工贸易的机会并获得生产率的提高。最后,我们还引入了外资企业和其资本劳动力比对数值的交互作用项,用以观察资本要素较密集的外资企业是否拥有较高的生产率。这一交互作用项的拟合系数值为负,但结果并不显著。

第(4)

(6)栏是将两种固定效应纳入估计后的拟合结果。如前所述,

一些不随时间变化的因素(如企业所在地)也会影响企业生产率。但在第(1) (3)栏的最小二乘估计中,并未将这些因素分离出来。设想一家位于中国东南沿海地区的企业,很可能因为更靠近海岸线、从事对外贸易的运输费用更低而获益,并最终获得更高的生产率。与此类似,忽略诸如人民币升值这一类随时间变化的因素也会带来最小二乘估计的偏差。在回归中考虑这些特定企业和特定时间的固定效应,则能有效地控制以上因素。统计结果表明,企业关税变量和加工贸易虚拟变量的系数,其正负符号与预期相同。此外,这些变量回归所得系数在量上也与第(1)

(3)栏中经最小二乘估计

所得的结果十分接近。

此外,还可能出现这样的情况:一些曾经进行加工贸易的企业可能不再从海外进口原材料,而改由国内市场采购中间投入品。类似的,一些不进行加工贸易的企业也可能转而从事加工贸易。尽管我们已经利用一个随时间变,

单独研究仍然深具价值。我们在表6的第(7)栏中列出了对这一类企业(此处的加工企业虚拟变量标示了在整个时期都从事加工贸易的企业)进行最小

二乘估计的结果。结果表明,关税下降显著地提高了企业的生产率。此外,加工企业虚拟变量的系数依旧为正,虽然并不显著。

(二)分行业估计

我们的数据表明不同产业类型企业的生产率之间存在显著的差异。在15个归并后的产业门类中,木材和木制品产业(编码:44 49)的平均全要素生产率最高,而机械和电子产品产业(编码:84 85)的平均全要素生产率最低。图2是在去掉生产率最高和最低的两个产业的极端数据后绘制的,它清楚地表明,大体上进口关税低的产业有较高的生产率。但如表3所示,不同产业间的企业加权关税差异很大。例如,纺织品和服装产业(编码:50 63)的关税要比机械和电子产品产业(编码:84 85)的关税高得多。因此,本文进一步探讨了不同行业关税下降对生产率作用的异质性

。

图2 全要素生产率和产出关税

注:通过计算样本中所有企业的全要素生产率对数值和产出关税水平,再对计算结果取均值得到生产率和总的产出关税。

表7的第(1)栏、第(2)栏分别列出了最小二乘估计和固定效应的回归结果,这些计算是在剔除了产业生产率最高和最低的两个门类(即木制品和机械电子产业)后进行的。估计所得的系数与表6中第(4)栏至第(7)栏中的相应结果十分接近。在计算第(3)栏、第(4)栏中的数据时,笔者只使用了木制品产业的相关数据,并发现加工企业虚拟变量的系数不仅在统计上十分显著,在量上也远高于第(1)栏和第(2)栏中相同数项的数值。相反,企业关税的系数则不显著。这一结论与中国木制品行业的现实是高度吻合的:这一行业中的企业从国外进口了大量的原材料和较少的最终产品,因此,无论从统计上还是从经济学上来看,木制品产业中的企业从加工贸易