進口品技術與中國制造業企業規模均勻分布研究:抑制或促進

王明榮,魏 華

(1.2.首都經濟貿易大學 經濟學院,北京 100070)

我國推進高水平對外開放,進口國外先進技術和關鍵設備是我國獲得先進技術的渠道之一。在全球價值鏈不斷深化背景下,進口品技術復雜度指標因其能夠客觀度量一國進口品技術水平而被廣泛采用,1995—2020年,我國進口品技術復雜度整體增長迅速,從10217美元增加到17907美元(1)根據CEPII-BACI數據庫數據計算而得。。同時,隨著我國宏觀經濟走向高質量發展階段,產業升級的目標也由發展產業規模存量優勢轉向技術集約程度優勢,其關鍵環節是提高企業技術創新能力。此外,良好的市場競爭環境是倒逼企業進行技術投資、技術創新的必要條件。我國制造業發展中市場競爭環境不佳的表現之一是制造業資源配置向大企業傾斜,大企業相較中小企業一直占據主導地位,1998—2007年制造業企業規模帕累托分布指數小于1[1],企業規模分布呈現不均勻狀態。技術是影響企業規模分布的決定性因素之一[2],研究認為進口品技術在不同規模企業的應用不同,且影響不同規模企業成長。因此,研究將進口貿易技術復雜度融入企業規模分布理論,探討我國進口品技術水平對我國制造業企業規模分布的影響效應和傳導路徑,為我國高水平全面對外開放新格局下經進口實現國內市場競爭環境的優化實踐提供研究支撐。

一、文獻綜述

現有關于進口貿易與企業規模分布的研究認為,進口貿易通過對不同規模企業收益產生非對稱性影響,進而影響企業規模分布。FOELLMI等人認為,在金融扭曲和財富不平等的經濟環境中,進口貿易自由化會將財富從資本不充裕的小企業轉向資本充裕的大企業,加劇企業規模分布不均勻的程度[3]。HUANG等人在一般均衡的壟斷競爭框架下研究發現進口競爭并不一定使大企業獲利[4];MARSILI認為進口技術創新無法很好地帶動大企業創新積累,但會提高用于度量企業規模分布的帕累托分布指數,使企業規模分布更加均勻,市場集中度下降[2]。盛斌等人基于1999—2007年關稅數據和工業企業大樣本微觀數據研究發現,進口貿易自由化更有利于中小企業成長,使企業規模分布變得更均勻[1]。

相較進口貿易,進口品技術復雜度能更直接度量發展中國家從外部引進技術的先進程度。在企業規模分布影響因素中,技術是主要因素之一,但它對企業規模分布的最終影響卻具有不確定性。一方面,根據“熊彼特假設”,大規模企業較小規模企業更具資源優勢和壟斷地位,有更強的抵御風險能力。企業規模越大,技術創新能力越強,成長速度也越快,技術進步對企業規模分布的影響表現為使企業規模分布不均勻;另一方面,大企業因組織慣性會進行定向性技術創新,小企業為突破競爭市場中現有技術范式也會進行非定向性的技術創新,使得技術創新與企業規模函數關系表現為倒U型關系,這也意味著小企業在競爭市場下會加速技術創新和企業成長,使企業規模分布變得更均勻[5]。

進口技術復雜度對出口質量、企業創新和企業全要素生產率的影響也是研究關注重點。陳虹等人發現生產性服務業進口技術復雜度經企業創新提升制造業出口質量,且對生產率高的制造企業影響更顯著[6];楊曉云等發現生產性服務業進口技術復雜度顯著促進中國制造業企業創新,促進情況因制造業行業技術水平不同而存在差異[7];李平等學者研究發現,進口品技術復雜度顯著提升企業生產率,并且因企業類型不同產生差異性的影響[8]。GEREFFI等發現,當進口技術帶來的行業競爭達到一定程度時,企業為維持自身生存和利潤會拒絕投入資金進行研發創新,即企業放棄創新研發[9]。BAS等人發現進口技術溢出會降低國內非出口企業的銷售和國內市場的均衡利潤,對企業技術投資產生抑制作用,導致企業生產率降低[10]。

綜上,鮮有研究關注進口品技術水平這一核心因素,而關于進口品技術復雜度影響效應研究主要聚焦于出口品質量、企業創新和企業全要素生產率等方面,對制造業企業規模分布影響的研究有限。本研究認為進口技術提升造成資源進一步向大企業集中,對于進口規模對市場競爭環境的影響具有重要意義。所以,研究采用CEPII-BACI公布多國雙邊貿易數據計算基于我國HS6位編碼的進口品技術復雜度指標,將其與中國工業企業數據、中國海關進出口數據,以及中國企業專利數據的合并,構建包括進口品技術復雜度、新產品創新、專利,以及一系列與企業成長有關的企業特征指標在內的、我國微觀企業層面的進口品技術復雜度與創新數據庫,實證進口品技術復雜度對制造業企業規模均勻分布的影響效應。同時,引入企業全要素生產率和企業創新中介變量,探討進口品技術復雜度對中國制造業企業規模分布的影響機制。

研究意義和創新在于:第一,研究視角上,首次基于進口品技術視角對中國制造業企業規模分布給出新的解釋。第二,理論機制上,從全要素生產率和產品創新層面分析進口品技術水平影響企業規模分布的深層機制,將其歸納總結為競爭效應、依賴效應及學習效應;第三,為避免單一指標衡量企業規模分布的局限性,研究采用企業前期固定資產投入和后期企業營業收入兩個指標評價企業規模分布情況;第四,將企業規模虛擬變量加入進口品技術復雜度對企業全要素生產率和創新影響的研究中,從企業規模非對稱性角度豐富相關研究。

二、理論機制

企業規模均勻分布狀態下,不同規模企業間要實現分工協作和均衡發展取決于它們在同一環境中均能獲得相同程度的成長。企業成長是成本結構不斷優化、全要素生產提升的靜態過程,也是一個非連續的創造性破壞、不斷創新的動態過程[11]。開放經濟條件下,進口技術沖擊通過競爭效應、依賴效應和學習效應改變企業全要素生產率和產品創新,造成企業成長差距和企業規模分布的分化,主要表現為:部分企業借助新技術提高全要素生產率和實現創新,企業快速成長,生產規模不斷擴大;部分企業也可能不適應新的技術環境而縮小企業規模,甚至退出市場[12]。由此,進口品技術對企業規模均勻分布會產生抑制或促進的雙重效應,具體來看有:

第一,競爭效應。進口品技術復雜度的提升提高了進口產品的技術含量,增加境內外企業的競爭壓力。一方面,進口競爭促使低效率企業退出市場來提高行業靜態全要素生產率[13],又可促進高效率企業進入市場進而提高動態全要素生產率[14];另一方面,它通過提高人力資本積累和中間投入品質量來促進企業產品創新,通過擴大消費規模提高企業創新意愿[15]。企業因規模異質性,如資源優勢、市場地位差異,進口競爭技術投資彈性存在很大差異,企業全要素生產率和產品創新的不同主要表現在:大企業生產率受到進口技術的促進作用更強,成本加成率更高[16];大企業風險承擔能力和融資能力更具優勢,創新能力較小企業更強[17],產品創新通過不斷創造新的產品需求使得企業成本加成率、利潤率更高[18]。競爭效應下,進口品技術提升使大企業的全要素生產率、產品創新增長和企業成長更快,企業規模進一步擴張,但這抑制了企業規模均勻分布。

第二,學習效應。企業對進口品先進技術進行模仿學習和二次創新會產生進口技術外溢效應[19]。進口技術溢出效應會促進企業研發創新[20],提高企業全要素生產率[21]。不同規模企業對進口技術溢出消化吸收能力不同[22],導致進口品技術復雜度對規模異質性企業全要素生產率和產品創新的影響不同:一方面,大企業較小企業的再創新能力強,生產率高;另一方面,大企業研發資金投入更大,創新能力更強。進口品技術促進大企業成長,擴大生產規模,但對中小企業的成長有阻礙作用,導致生產規?？s小,企業規模分布趨向不均勻。

第三,依賴效應。較之自我研發創新,企業直接進口高技術產品會產生低成本紅利,導致企業對進口技術產生依賴。企業進口依賴度高會降低企業自主研發意愿,減少技術研發資金投入[11],進而抑制企業研發活動和創新能力[23],降低技術創新質量[24]。大企業較小企業具有更高的議價能力,其進口成本更低,更愿意通過進口降低生產成本。這使得大企業全要素生產率和產品創新對高技術的依賴效應更明顯,且不利于大企業成長和規模擴張,但對小企業成長和規模擴大有促進作用,最終引致企業規模分布均勻。

在競爭效應、學習效應和依賴效應綜合作用下,進口品技術復雜度經全要素生產率和產品創新的傳導機制對企業規模分布產生抑制和促進的雙重作用(見圖1)。進口品技術既可以通過競爭效應和學習效應提高大企業全要素生產率和產品創新來促進其快速成長,又可增加企業規模分布中的大企業數量,使企業規模分布變得更不均勻,可以通過依賴效應經全要素生產率和產品創新意愿抑制大企業成長,降低企業規模分布中大企業的數量,使企業規模分布更均勻,整體凈效應取決于二者的相對大小。

圖1 進口品技術復雜度對企業規模分布的影響機制示意圖

三、實證模型、指標與數據

(一)計量模型

本研究參照溫忠麟等人的研究方法[25],構建三段式中介效應模型檢驗進口品技術復雜度對企業規模分布的直接影響效應,實證企業全要素生產率和產品創新帶來的間接影響效應,計量模型如下:

Paretojt=α0+α1lnIMSjt+Zijt+αj+year+εijt

(1)

lnTFPijt=β0+β1lnIMSjt+β2sizeijt×lnIMSjt+sizeijt+Oijt+βi+βt+φijt

(2)

lnInnovijt=γ0+γ1lnIMSjt+γ2sizeijt×lnIMSjt+sizeijt+Tijt+γi+γt+φijt

(3)

Paretojt=δ0+δ1lnIMSjt+δ2lnTFPijt+δ3lnInnovijt+Zijt+δi+δt+τijt

(4)

式(1)至式(4)中,下標i、j、t分別表示企業、行業、年份。Pareto代表行業中企業規模分布的帕累托分布指數,IMS表示行業進口品技術復雜度,企業全要素生產率TFP和企業創新Innov是中介變量,size是企業規模虛擬變量,α0、β0、γ0、δ0是常數項,αj行業固定效應;βi、γi和δi為加入的企業層面固定效應,吸收行業、企業層面其他沖擊對結果的干擾;βt、γt和δt表示加入的時間固定效應,用以控制模型變量在時間上的固定特征對實證結果的影響;year是時間趨勢項,用以控制模型中一些隨時間變化的趨勢或周期性規律對實證結果的影響;εijt、φijt、φijt和τijt是隨機干擾項。

式(1)中,lnIMSijt回歸系數α1代表進口品技術復雜度影響企業規模分布的總效應,式(2)至式(4)分析進口品技術復雜度經企業全要素生產率(TFP)和產品創新(Innov)兩個中介變量對企業規模分布的間接影響。交叉乘積項sizeijt×lnIMSjt反映了不同規模企業進口品技術復雜度對中介變量的異質性影響。進口品技術復雜度對企業規模分布的直接影響效應通過回歸系數δ1反映;企業全要素生產率和產品創新產生的間接影響效應分別由回歸系數β1×δ2和γ1×δ3體現。

Z、O、T是控制變量向量,Z向量由影響企業成長的企業特征變量組成,包括企業年齡(age)、企業平均工資(wage)、企業利潤率(profit)、資本密集度(capint)、企業融資約束(finres)、企業市場競爭程度(hhi)、政府補貼(gov);向量O是影響產品創新的企業特征變量集,包括企業年齡(age)、企業規模(size)、資本密集度(capint)、企業利潤率(profit)、政府補貼(gov)、市場競爭程度(hhi);向量T是影響企業全要素生產率的企業特征,包括企業年齡(age)、企業規模(size)、企業利潤率(profit)、企業資本密集度(capint)、市場競爭程度(hhi)。

(二)指標與數據處理

1.被解釋變量

企業規模分布指數。企業規模分布是指不同規模企業的分布形態?，F有研究依據吉布萊特定律(2)吉布萊特定律(Gibrat’s law)是由法國經濟學家吉布萊特(Robert Gibrat)提出,主要研究企業規模和成長的規律,用于衡量企業規模的不平等程度。具體指的是,如果把所有企業按照規模從小到大排列,那么最大的企業擁有的市場份額會非常大,其他小企業的市場份額相對較小。企業規模的不平等程度可由吉布萊特系數來衡量,如果吉布萊特系數接近1,表示市場上大部分份額被少數幾家大企業壟斷,若接近0則表示市場份額相對平均地分布于各規模企業中。、齊夫定律(3)齊夫定律(Zipf’s law)是一種典型的冪律分布,由哈佛大學語言學家喬治·齊夫(George Zipf)1949年發現的一個實驗定律,即在自然語言里,一個單詞出現的頻率與它在頻率表里的排序成反比,也可以反映在企業規模的排名規律。具體指的是,在某些情況下,一個市場、城市或組織中,排名第二的實體的規模大概是排名第一的實體規模的一半,排名第三的實體大概是排名第一的實體規模的三分之一,以此類推。測度企業規模分布收斂于對數正態分布或滿足帕累托分布的情況[26]來判定企業規模分布情況。企業規模分布收斂于對數正態分布或滿足帕累托分布表明企業規模分布均勻,反之則表示不均勻。由于現實企業規模分布基本不符合吉布萊特定律[27],本研究依據齊夫定律使用帕累托分布指標測度我國制造業企業規模分布情況。研究借鑒由Eeckhout提出,Gabaix等人改進的“排名-規?！?Market-size)法則[28-29]構建測度企業規模分布的Pareto指數實證模型,表達式為:

Ri=As-k,A>0

(5)

其中,Ri表示企業i的規模在行業中的排名,A為大于0的常數,s為企業規模。k為帕累托指數,它的經濟含義為:k=1,說明企業規模分布滿足齊夫定律,即企業規模分布比較均勻;k<1,說明大企業發展較好,中小企業發展相對不充分,企業規模分布不均勻。研究對式(5)進行對數線性化得到:

ln(Ri)=lnA-klns

(6)

常規帕累托指數估計方法是直接對式(6)進行OLS回歸,但Gabaix等人通過理論推導和實證檢驗發現,對排名Ri移位1/2,使用ln(Ri-1/2)替代ln(Ri)可以將OLS小樣本所帶來的偏差降到最低[29],本研究采用上述方法,最終企業規模分布測度模型設立如下:

ln(Rit-1/2)=α-klnSit+κit

(7)

其中,α=lnA為常數項,κit是隨機誤差項。研究采用企業固定資產、營業收入兩個指標度量企業規模,選取國民經濟行業分類中制造業行業C13—C43(去除C38)的29個行業,基于式(7)估計參數k,最終得到我國制造業29個行業的企業規模分布指數。

2.解釋變量

(1)核心解釋變量:企業進口品技術復雜度

高收入國家一般視為高技術產品出口國,現有研究基于出口國人均收入加權平均值度量貿易品技術復雜度[30],值越高表明貿易品技術水平越高,反之則越小。研究通過下述步驟計算29個制造業產業進口品技術復雜度:首先,依據CEPII-BACI公布的1995—2020年多國雙邊貿易數據計算2000—2014年各產品k(一個HS6位編碼)出口復雜度值prodyk。

(8)

其中,xik為國家i出口產品k的總額,xik=∑ixik為國家i出口總額,xik/Xi是產品k(出口總額)在國家i出口總額中的比重。Yi表示出口國人均收入水平。

其次,將行業中進口各產品k的出口復雜度prodyjk加總為行業進口品技術復雜度IMSj,計算公式如下:

(9)

其中,mjk為行業j中k產品的進口額,∑k(mjk)是j行業的進口總額。

(2)企業規模指標

研究以企業固定資產和營業收入兩個指標衡量企業規模,按照企業規模從小到大的順序分為五類,構建五個企業規模虛擬變量,依次為:小企業(small),小中企業(small_medium),中企業(medium),中大企業(medium_big),大企業(big)。

3.中介變量

(1)企業全要素生產率(TFP)

測算TFP的方法主要有:固定效應估計法、Olley-Pakes(OP法)、Levinsohn-Petrin(LP法)、Ackerberg-Caves-Frazer(ACF法)。固定效應法只考慮個體變化,忽略時間帶來的信息;OP法以投資額作為代理變量,忽略了投資額為0的樣本,失去統計的隨機性,上述兩個方法均會帶來估計結果的偏誤。LP法解決了OP法遺漏變量的問題,可以更好地反映生產率變化;在LP法基礎上,ACF法將勞動投入引入中間品投入函數,弱化LP法估值不可識別性和內生性問題?，F有研究普遍使用LP法和ACF法測度全要素生產率。

與魯曉東等人估算方法[31]相一致,本研究首先使用LP法測度企業全要素生產率。其次,在穩健性檢驗中,借鑒Ackerberg等人做法[32]采用ACF法進行測度。企業產出Y、勞動L、資本K、中間投入M分別使用工業增加值,從業人員規模、雇員補貼和失業保險工業之和,固定資產凈值,中間投入總額進行衡量。

(2)產品創新指標(Innov)

產品創新的測度有兩類基本指標,一類是創新投入,即企業的研發投入;另一類是創新產出,即企業專利產出或新產品產值。用企業研發投入衡量產品創新存在誤差和滯后性,現有研究普遍從創新產出視角衡量產品創新情況。本研究使用新產品產值和企業專利數來度量企業產品創新情況[33-34]。

4.控制變量向量(Z、T、O)

企業年齡(age),一般來說,企業會隨著“年齡”的增長而成長,本研究使用企業當期年份減去其成立年份來衡量企業年齡。

企業平均工資(wage),企業平均工資水平對企業成長具有促進作用[35],本研究采用(企業工資總額+福利費總額)/就業人數對此指標進行計算。

企業利潤率(profit),企業盈利越大,實力越強,企業擴大生產規模的動機也越強[36],其計算公式為(企業利潤總額-補貼收入/企業銷售額)。

資本密集度(capint),相對于勞動密集型企業,資本密集型企業更注重設備的研發和投入,企業成長速度越快,忽略企業資本密度將會帶來模型估計結果偏差,資本密集度由企業固定資產年均余額除以企業就業人數的獲得。

市場競爭程度(hhi),市場競爭程度會影響企業生產率和產品創新[37],進而影響企業規模分布。赫芬達爾指數是衡量市場競爭程度的常用指標[38],該指數越大表示行業集中度越高,壟斷程度越大,反之則越小。本研究通過計算企業市場份額的平方數獲得此指數,即企業市場份額=企業年銷售收入/企業所在行業年總銷售收入。

政府補貼(gov),政府補貼會促進企業研發,降低企業生產成本,促進企業成長,進而影響企業規模分布。當企業獲得補貼時,gov=1,否則為0。

企業融資約束(finres),現實中不同規模的企業受到的融資約束存在極大差異,融資約束是導致企業成長速度產生差異的重要因素之一[39]。本研究使用企業固定資產率控制企業融資約束對企業規模分布的影響,即企業固定資產率=企業固定資產賬面價值/企業總資產賬面價值。

5.數據處理

本研究使用的數據主要有CEPII-BACI公布的多國雙邊貿易數據、國家統計局公布的中國工業企業數據、中國海關進出口數據,以及中國企業專利數據庫數據。為獲得包括進口品技術復雜度、企業各項特征指標和產品創新的企業面板數據,研究對數據進行了以下處理:

首先,為獲得包括企業進口數據和規模分布的企業微觀數據,研究以企業代碼作為識別變量,對中國工業企業數據和中國海關進出口數據進行匹配。中國工業企業數據是國家統計局對規模以上工業企業的調查數據,收錄有所有國有企業及年銷售額在500萬元以上的非國有企業的財務信息及相關生產信息,時間為1998—2014年;中國海關數據提供了HS8位編碼層面中國與200多個國家的雙邊進出口貿易數據,時間為2000—2014年,因兩個數據庫共有時段是2000—2014年,本研究的樣本時間跨度也設定在2000—2014年。

其次,我們依據CEPII-BACI公布的多國雙邊貿易數據計算產品k(一個HS6位編碼)的出口復雜度值prodyk,并將prodyk的計算結果依據HS6位編碼匹配到中國工業企業和中國海關進出口數據的合并數據中,建立了包括進口品技術復雜度與企業各項指標的企業面板數據。

最后,對于產品創新指標的度量,本研究除了使用中國工業企業數據中的新產品產值,穩健性檢驗部分還使用了企業專利總數指標。研究進一步以企業編碼為識別變量,將中國企業專利數據庫中的企業專利數據匹配到上述數據合并結果中,最終獲得了包括進口品技術復雜度、企業各項指標和企業專利的企業面板數據。

本研究的研究樣本來自中國29個制造業行業,各年份樣本包括的企業平均數為58 766家,總觀測值為3 749 569個。在匹配過程中,上述控制變量2010年數據值缺失的,研究采用線性插值法補齊(現有研究的一般做法)?？紤]極端值對回歸結果可能造成影響,研究對所有數據進行了5%的縮尾處理。此外,研究所有名義變量都以1979年為基期進行價格平減,所使用的價格平減指數為CPI指數(1979=100),相關數據來源于中國國家統計局。

(三)描述統計

變量描述統計分析見表1。2000—2014年,我國制造業29個行業按照固定資產估計,企業規模帕累托分布指數各年均值從0.28上升到0.37;按照營業收入估計,該指數各年均值從0.37上升到0.71。整體樣本均值分別為0.28與0.55(均小于1),表明我國制造業企業規模分布呈趨向均勻的狀態轉變,但總體處于分布不均勻的狀態,偏離了齊夫定律,這也與方明月、楊其靜等人基于1999—2005年中國工企數據庫數據得出的研究結論一致[26,40]。此期間,我國制造業企業進口品技術水平總體提高,從10 018.58美元上升到19 282.99美元,表明我國加入WTO后,進口貿易在引進先進技術、彌補國內技術空缺上發揮的作用越來越大。29個制造業行業進口品技術復雜度均值為16 245.42美元,最大值為35 270.36美元,最小值為4 533.88美元,方差為5 371.65,表明我國制造業進口品技術復雜度在企業間的離散程度較大,模型結論較穩定。

表1 變量描述統計

圖2直觀地展示了進口品技術復雜度與制造業企業規模分布的關系。由圖2,進口品技術復雜度與制造業企業規模分布呈負相關,進口品技術復雜度的提升抑制企業規模的均勻分布。當然,圖2只能反映二者相關關系,不能明確進口品技術復雜度對企業規模分布的影響效應和傳導機制,需進一步實證研究。

圖2 2000—2014年進口品技術復雜度與制造業企業規模分布關系散點圖

四、進口品技術對制造業企業規模分布的直接影響效應

(一)基礎回歸結果

基于式(1),研究采用最小二乘法(OLS)估計進口品技術復雜度lnIMS對制造業企業規模分布帕累托分布指數Pareto的影響效應,估計結果見表2。在估計過程中,研究采取以下方法減少遺漏變量帶來的估計偏誤:首先,加入時間趨勢項控制隨時間變化的因素帶來的影響;其次,加入一系列影響企業成長的企業特征因素和行業特征因素作為控制變量;最后,根據F檢驗和Hausman檢驗結果確定模型適用的固定效應,并在模型估計過程中控制個體固定效應。

表2 進口品技術復雜度對制造業企業規模分布的直接效應

由表2所列結果,在逐步加入控制變量的過程中,lnIMS的系數方向始終為負,證明直接效應的負向影響具有穩健性。表2列(8)是加入所有控制變量后的回歸結果,進口品技術復雜度的企業規模分布指數彈性系數為-0.052 2,表明企業進口品技術復雜度上升一個百分點會帶來行業企業規模分布指數下降約5.22個百分點,這說明制造業進口品技術水平的提高對大企業的成長是有利的,資源進一步向大企業配置抑制了制造業企業規模均勻分布,不利于中小型企業成長的市場競爭。

(二)穩健性檢驗

1.內生性處理

進口品技術復雜度對不同規模企業的成長發揮非對稱性作用,是影響企業規模分布的因素之一。相對于小規模企業,大規模企業資源優勢和壟斷地位使其進口高技術水平產品的動機更強烈,雙向因果關系由此產生,導致內生性問題。本研究使用進口品技術復雜度lnIMS一期滯后項作為工具變量進行2SLS回歸來解決模型內生性問題。估計結果表明(見表3),依次加入控制變量后,lnIMS的符號依然為負且系數估計值變化不大,表明實證明結果具有穩健性。

表3 進口品技術復雜度對制造業企業規模分布的直接效應(IV估計)

2.替換指標

企業規模分布的測度結果顯示(見表1),使用固定資產測度的29個行業的企業規模帕累托分布指數(Pareto)均值為0.28,單個行業規模分布指數最小值為0.08,最大值為0.89,各行業大企業發展均優于小企業。使用營業收入測度的29個行業的企業規模帕累托分布指數(Pareto)最小值為0.18,最大值1.11,存在單個行業小企業發展狀況優于大企業的情況(Pareto>1),這與固定資產測度的帕累托指數情況存在一定差異。為避免使用單一指標度量企業規模分布的局限性,研究以替換被解釋變量為營業收入來度量企業規模分布指數Pareto_income,分別使用OLS法和IV法進行了回歸估計,回歸結果見表4。

表4 替換被解釋變量后的企業規模分布測度指標回歸結果(OLS和IV估計)

由表4所列結果,lnIMS估計系數均顯著為負,證明了實證結果的穩健性。

(三)異質性分析

標準的OLS法主要關注自變量對因變量條件均值的影響,總體樣本回歸反映了進口品技術復雜度對制造業企業整體規模分布的平均影響效應。我國進口品技術復雜度與企業規模分布關系在區域、行業、不同所有制企業上呈現出較大差異,由此帶來的影響效應不同。本研究分別從區域、行業、不同所有制三個維度進行了實證,估計結果顯示進口品技術復雜度對企業規模分布的影響呈顯著異質性(見表5),具體表現為:進口品技術復雜度的增加促進了東部地區企業規模均勻分布,但會抑制中西部地區企業規模的均勻分布;相較于中部地區,進口品技術復雜度的增加對西部地區企業規模均勻分布的抑制作用更大。造成上述情況的原因在于:我國中西部地區經濟欠發達,企業在激烈的市場競爭中進行產品創新研發的能力和意愿都較低[40],而通過進口技術帶來的競爭效應和學習效應對大企業創新和全要素生產率提升的促進作用更大,企業成長更快,最終促使中西部地區企業規模分布不均勻。

表5 進口品技術復雜度對制造業企業規模分布影響的直接效應的異質性分析結果

進口品技術復雜度的提升抑制了勞動密集型和資本密集型企業規模均勻分布,但對技術密集型企業規模均勻分布有促進作用。究其原因在于:相較于資本和勞動密集型行業企業,技術密集型行業企業,尤其是行業中的大企業對先進技術的進口依賴性更強,這使得大企業研發創新動力不足,不利于企業全要素生產率提升和開展產品創新,最終引致技術密集型企業規模趨向均勻分布。

研究根據企業所有制情況將其劃分為國有企業、私營企業、外資企業,以及港澳臺企業。根據實證回歸結果,進口品技術復雜度的提升抑制了國有企業規模的均勻分布,卻促進了私營企業和外資企業、港澳臺企業規模的均勻分布。這表明,隨著進口技術水平的提高,資源進一步向國有企業中的大企業,及外資和民營企業中的中小規模企業集中,促進了上述類型企業的成長。其中原因可能是:政府給予企業研發補貼,可以降低國有企業融資約束和創新風險,提高企業的創新意愿[41];國有大企業較之小企業獲得研發補貼的可能性更高,這更有利于國有大企業的成長,但也抑制了國有企業規模均勻分布。對于私營企業和外資企業、港澳臺企業而言,進口品技術復雜程度高所帶來的低生產成本對大企業來說更具吸引力,企業更愿意依賴于進口技術而不是開展自我研發創新,進口技術所帶來的依賴效應在大企業的成長中發揮著重要作用,它抑制了企業的成長,但促進了私營企業、外資企業、港澳臺企業規模的均勻分布。

五、進口品技術對制造業企業規模分布的影響機制

(一)基礎回歸結果

研究基于模型(2)至模型(4),分別使用OLS方法和IV方法實證研究進口品技術復雜度經全要素生產率和產品創新傳導機制對企業規模分布的影響效應,回歸結果見表6。其中,表6列(1)至列(4)是進口品技術復雜度對中介變量的回歸結果,表6列(5)至列(6)為總回歸結果。

根據中介變量判斷準則——因果逐步回歸檢驗法,若計量模型式(1)至式(4)中,直接效應主自變量回歸系數(α1)、主自變量對中介變量回歸系數(β1、γ1)、總回歸中自變量和中介變量系數(δ1、δ2、δ3)都顯著,則判斷其為中介變量。從表3中進口品技術復雜度對企業規模分布的回歸系數α1,表6列(2)進口品技術復雜度對全要素生產率的回歸系數β1,表6列(4)對產品創新的回歸系數γ1,表6列(6)企業規模分布對進口品技術復雜度的系數δ1,對企業全要素生產率的回歸系數δ2,對產品創新的回歸系數可以看出,各項回歸系數滿足上述準則。同時,本研究采用Sobel檢驗和95%置信區間下的Bootstrap檢驗進一步驗證全要素生產率(TFP)和產品創新(Innov)的中介效應(見表6),兩個變量的Sobel檢驗結果分別為2.74(p=0.00)和3.84(p=0.00),說明二者均在1%水平上存在中介效應,且全要素生產率和企業創新的Bootstrap置信區間均不包含0(見表6)。因此,研究認為全要素生產率和企業創新發揮了顯著的中介作用。

在表6列(1)至列(4)列,進口品技術復雜度lnIMS的回歸系數為正,表明進口品技術復雜度對企業全要素生產率和創新具有正向促進作用。企業規模虛擬變量size與lnIMS的回歸系數反映了進口品技術復雜度對不同規模企業的全要素生產率和產品創新具有調節作用,其回歸系數值為正,且與企業規模正相關,即隨著企業規模增加而作用增大,在大企業最大,中大企業第二,第三是中等企業,最后是小企業。此外,這也表明相對于其它規模企業,進口品技術復雜度使得大企業全要素生產率和產品創新增長更快;相較于依賴效應,進口技術升級產生的學習效應和競爭效應使大企業全要素生產率及產品創新增長更快。大企業更愿意通過進口技術引進促進企業創新和全要素生產率增長,進而促進企業成長。

進口技術復雜度經企業全要素生產率和產品創新傳導機制對企業規模分布的影響效應反映在β1×δ2和γ1×δ3兩個回歸系數上,它們均為負說明進口技術復雜度通過這兩個渠道對企業規模均勻分布產生了抑制作用。由計量模型式(2)至式(4),進口品技術復雜度通過企業全要素生產率和產品創新中介變量對企業規模分布影響的間接效應占總影響效應的權重分別為β1δ2/α1和γ1δ3/α1,其結果分別為18.96%和24.84%,說明進口技術復雜度提升通過產品創新傳導機制對企業規模均勻分布的抑制作用要大于通過全要素生產率帶來的。伴隨進口技術水平的提高,異質性規模企業在產品創新上的差異是造成企業規模分布不均勻的主要原因,由全要素生產效率造成的差異則是次要因素。

(二)穩健性檢驗

為驗證影響機制結論的穩健性,本研究首先將企業規模分布指標替換為營業收入測度的帕累托分布指標;其次,替換兩個中介變量測度指標,借鑒Ackerberg等人方法,研究使用ACF法重新測度企業全要素生產率[32],記作TFP(acf);參照Hall等人方法,用企業專利總數衡量產品創新[43],記作Innov(patent)。

表7系替換上述所有變量后的回歸結果。表7列(1)至列(4)是進口品技術復雜度對中介變量的回歸結果,列(5)至列(8)是總回歸的結果。其中,列(5)、列(6)是使用固定資產測度的企業規模分布測度指標總回歸結果,列(7)、列(8)是使用營業收入測度的企業規模分布指標的回歸結果。使用新測度指標后,進口品技術復雜度對全要素生產率和創新仍發揮促進作用,這種促進作用隨著企業規模的增大而增強,即進口品技術復雜度對大企業全要素生產率和創新增長的促進作用更大,且通過全要素生產率和創新這兩個要素渠道抑制了企業規模的均勻分布。

表7 替換企業規模分布和中介變量測度指標后的中介效應穩健性分析結果

六、結論與對策建議

(一)結論

進口技術水平的提升通過競爭效應、學習效應和依賴效應,引發企業因異質性導致的全要素生產率和產品創新提升程度的差異性,它對企業規模均勻分布具有抑制和促進的雙重效應。本研究實證中國進口品技術復雜度對制造業企業規模均勻分布的影響效應及其經全要素生產率、產品創新發揮影響作用的傳導機制,研究發現:

1.進口品技術復雜度提高會抑制我國制造業企業規模的整體均勻分布。異質性分析結果表明,這一抑制效應主要體現在對中西部地區、勞動密集型和資本密集型行業企業和國有企業;在東部地區和技術密集型行業、私營企業、外資企業、港澳臺企業,進口品技術復雜度提高使企業規模分布更趨均勻。

2.中介效應實證檢驗發現,抑制制造業企業規模均勻分布的主要原因是:進口品技術復雜度對企業全要素生產率和產品創新的提升作用隨企業規模的增大而增強;相較于全要素生產效率,企業規模不斷增大,進口技術水平對企業產品創新的提升作用更強。

(二)對策建議

在我國進口貿易快速發展的背景下,推動中小規模企業成長,尤其是中西部地區企業、勞動和資本密集型行業企業、國有企業,是實現進口品技術升級促進我國制造業企業規模均勻分布、優化市場競爭環境的關鍵所在。研究提出以下建議:

增強對中小企業資本實力、技術優勢提升的政策扶持,提高中小企業全要素生產率和產品創新是促進中小企業成長的重點。政府可從稅收、補貼、融資等多渠道為中小企業成長提供資金支持,如降低企業所得稅、實施科技研發費稅前扣除等措施降低中小企業的稅收負擔,鼓勵企業增加研發投入和實施技術創新;提高中小企業創新補貼;采取增加中小企業融資額度,降低融資成本,設立專門基金或信貸機構,為中小企業提供風險投資和創新基金等方式多方面降低企業融資約束,支持企業開展技術研發和提升創新能力。

完善中小企業專利保護政策。完善專利保護有利于保護中小企業知識產權和創新成果,降低中小企業研發風險,增加企業創新收益,提高企業技術創新積極性。政府鼓勵中小企業積極申請專利,應簡化專利申請流程,縮短審批時間,降低專利申請和專利維護成本;加大執法力度,嚴厲打擊知識產權侵權行為,保護中小企業創新成果不受盜版、假冒產品等的侵害;建立有效的爭議解決機制,快速、公正解決專利侵權糾紛,提高中小企業創新研發信心。

加強中小企業人才培養。加強中小企業人才培養有利于提升中小企業技術學習、消化、吸收能力。政府通過建議、指導等方式積極引導中小企業開展員工培訓和幫助實現技能提升;加強中小企業與高等院校、科研機構合作,通過設立聯合研發項目、科研成果共享機制等方式促進先進知識技術流向中小企業。