制造業(yè)中間品關(guān)稅減免、制度環(huán)境與企業(yè)創(chuàng)新

(天津財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，天津300222)

一、引言

創(chuàng)新是一國或地區(qū)經(jīng)濟可持續(xù)增長的重要源泉, 也是制造業(yè)企業(yè)提升核心競爭力的重要引擎。在加入世界貿(mào)易組織前后，我國進口關(guān)稅，尤其是中間品關(guān)稅稅率大幅度削減，進口貿(mào)易額快速增長，經(jīng)濟制度發(fā)生深刻變革，制度環(huán)境明顯改善，這都對制造業(yè)企業(yè)的發(fā)展與創(chuàng)新產(chǎn)生了重大影響。

隨著全球化的深入和各國創(chuàng)新競爭的加劇，中間品關(guān)稅減免究竟對我國制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)生怎樣的影響越發(fā)引起關(guān)注，就目前研究來看，還尚未有明確定論。一部分學者認為貿(mào)易自由化促進企業(yè)創(chuàng)新能力提高。如Fritsch和G?rg(2015)[1]認為進口中間品多為技術(shù)水平較高的關(guān)鍵零配件，企業(yè)通過學習和吸收中間品內(nèi)含的工藝、技術(shù)和創(chuàng)新知識，降低制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新成本，提升創(chuàng)新能力。Goldberg等(2010)[2]也指出進口多種類、高質(zhì)量的中間品和資本品相當于技術(shù)轉(zhuǎn)移，促進了企業(yè)對這些技術(shù)的吸收、模仿和研發(fā)。Girma和G?rg(2004)[3]則從創(chuàng)新集聚效應角度，研究發(fā)現(xiàn)制造業(yè)企業(yè)通過進口方式獲得與自身核心競爭力關(guān)系不緊密的中間品，在降低企業(yè)自身生產(chǎn)成本的同時，將企業(yè)有限的人力和資金聚集在與自身核心競爭力關(guān)系緊密的創(chuàng)新活動上，從而促進企業(yè)創(chuàng)新能力提升。中間品進口可以降低企業(yè)生產(chǎn)成本，增加利潤，為企業(yè)創(chuàng)新提供良好的要素條件[4]。國內(nèi)學者田巍和余淼杰(2014)[5]發(fā)現(xiàn)中間品貿(mào)易自由化促進了企業(yè)的研發(fā)投入和新產(chǎn)品出口產(chǎn)值提升，但減少了新產(chǎn)品出口的種類，中間品貿(mào)易自由化對企業(yè)創(chuàng)新的影響主要集中于集約邊際而不是廣延邊際。貿(mào)易自由化也加劇了企業(yè)間的競爭，促使企業(yè)增加研發(fā)投入。Bloom等(2011)[6]發(fā)現(xiàn)歐洲取消中國特定產(chǎn)品配額后，歐洲進口部門的競爭加劇，企業(yè)研發(fā)成本降低，這顯著促進企業(yè)研發(fā)投資的增加，推動了勞動力向技術(shù)更高的企業(yè)流動。由于創(chuàng)新具有 “逃離競爭”的效應，關(guān)稅減免可能會對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動形成正向激勵作用。

另一部分學者研究表明關(guān)稅減免對企業(yè)創(chuàng)新能力具有抑制效應。Liu和Qiu(2016)[7]從替代角度指出中間品關(guān)稅的降低使制造業(yè)企業(yè)能夠購買數(shù)量更多、品種更豐富、質(zhì)量更高的中間品，因此企業(yè)可以通過更低成本的進口方式獲得中間品，而這會降低企業(yè)進行創(chuàng)新的動力。Autor(2017)[8]從市場競爭角度探討了美國企業(yè)增加進口中國產(chǎn)品對研發(fā)創(chuàng)新的影響，研究發(fā)現(xiàn)進口貿(mào)易增加加劇了市場競爭，對美國企業(yè)的研發(fā)支出與專利申請產(chǎn)生消極影響。Humphrey和Schmitz(2002)[9]與Gereffi等(2005)[10]從俘獲效應角度指出，依賴于全球貿(mào)易體系的企業(yè)一旦試圖打造自主創(chuàng)新能力來推進企業(yè)創(chuàng)新升級，通常就會受到來自發(fā)達國家的控制和阻擊。張杰和鄭文平(2017)[11]也指出企業(yè)通過進口中間品嵌入和依附于全球價值鏈分工，一旦試圖發(fā)展自身的核心創(chuàng)新研發(fā)能力、品牌、銷售終端和生產(chǎn)標準規(guī)則時，進口國會利用自身優(yōu)勢來阻礙和控制該企業(yè)創(chuàng)新能力的提升，迫使企業(yè)被“俘獲”或“鎖定”于全球價值鏈中創(chuàng)新能力較低環(huán)節(jié)。其可能的手段為人為縮短生產(chǎn)設(shè)備或關(guān)鍵零部件的技術(shù)淘汰周期[12]，利用代工企業(yè)之間的低價競爭和專用性生產(chǎn)投資的鎖定特征切斷利潤積累的研發(fā)投入渠道[13]、實施嚴格的技術(shù)轉(zhuǎn)移門檻甚至技術(shù)封鎖、強化知識產(chǎn)權(quán)保護以及專利叢林戰(zhàn)略[14]。

與本文直接相關(guān)的另一類文獻是關(guān)于制度環(huán)境因素與企業(yè)創(chuàng)新的研究。制度環(huán)境對市場經(jīng)濟的重要性體現(xiàn)在推動市場交易的發(fā)生與深化[15]，因此市場化程度是衡量制度環(huán)境的一個有效指標[16]。蔣殿春和張宇(2008)[17]指出在市場化程度較低的地區(qū)，政府對部分生產(chǎn)資料的壟斷將制約市場競爭機制，人脈關(guān)系取代技術(shù)創(chuàng)新成為企業(yè)獲得利潤的重要因素，這將滋生政府官員腐敗和尋租行為，推高技術(shù)學習和創(chuàng)新的機會成本并且使先進技術(shù)的收益降低。當企業(yè)在良好的制度環(huán)境下，市場競爭更加公開和激烈，企業(yè)時刻面臨被淘汰的可能，異質(zhì)性資源有助于企業(yè)獲得并保持競爭優(yōu)勢，因此企業(yè)通過研發(fā)新產(chǎn)品或新技術(shù)，可以實現(xiàn)產(chǎn)品差異化或成本大幅下降[18]。高良謀和李宇(2009)[19]指出競爭性市場是小企業(yè)突破現(xiàn)有技術(shù)范式實現(xiàn)非定向性技術(shù)創(chuàng)新的主要動因。政府的科技撥款資助和稅收減免這兩個政策工具，對大中型工業(yè)企業(yè)增加自籌的研發(fā)投入就有顯著的效果, 并且政府的撥款資助越穩(wěn)定效果越好[20]。當市場制度環(huán)境不夠完善、企業(yè)面臨產(chǎn)權(quán)被掠奪等制度風險時，在短時間內(nèi)賺足利潤成為大多數(shù)企業(yè)家的首要目標，企業(yè)很難進行周期長、見效慢的R&D活動。完善的法律體系不僅可以加強企業(yè)的信息披露，減少交易雙方的信息不對稱，降低交易成本[21]，而且還能夠有效監(jiān)督內(nèi)部人的機會主義行為，確保外部投資者獲取更多的信息，從而使公司更容易獲得外部長期資金來保障公司的R&D活動[22]。King和LevIne(2004)[23]指出良好的制度環(huán)境能充分發(fā)揮金融體系的作用，發(fā)現(xiàn)具有潛力的企業(yè)家，將民間資本迅速聚集并轉(zhuǎn)移至最能提高效率的經(jīng)濟活動上，分散創(chuàng)新者面臨的風險，充分發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新的真正價值，而在不發(fā)達甚至扭曲的金融市場上，企業(yè)家才能被埋沒，富有市場前景的R&D活動得不到資金支持，企業(yè)將承擔巨大的R&D風險，創(chuàng)新積極性不足。盛丹和王永進(2010)[24]構(gòu)建兩地區(qū)的壟斷競爭模型，研究發(fā)現(xiàn)良好的制度環(huán)境是外資區(qū)位選擇的重要決定因素，外資的大量流入會給當?shù)仄髽I(yè)帶來競爭壓力，迫使本土企業(yè)想方設(shè)法去提髙競爭力，進而提高了本土企業(yè)的創(chuàng)新需求。由于先進的技術(shù)往往涉及更多的中間品，中間品的專用性程度也相對較髙，這意味著需要與更多的供應商簽訂合約，制度環(huán)境的改善有效減少投資方在再簽合同的過程中被“敲竹杠”的風險，減輕專用性投資不足問題，使創(chuàng)新的專用性投資可以得到專用化使用[25]。

由此發(fā)現(xiàn),雖然目前學者對貿(mào)易自由化如何影響企業(yè)參與創(chuàng)新活動這個重要問題進行了大量討論，然而現(xiàn)有的研究大多基于最終商品貿(mào)易，并證實貿(mào)易是推動創(chuàng)新的最重要因素之一[26]，但中間品關(guān)稅減稅究竟對我國制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)生怎樣的影響這一問題還尚未有明確定論。同時現(xiàn)有研究貿(mào)易自由化的文獻大多忽略了制度環(huán)境在其中的作用，考慮到我國入世前后經(jīng)濟制度發(fā)生了深刻變革以及各地區(qū)制度環(huán)境存在顯著差異的事實，本文利用入世前后的2000—2007年微觀企業(yè)數(shù)據(jù)、關(guān)稅數(shù)據(jù)和各省制度環(huán)境指標，深入考察中間品關(guān)稅減免、制度環(huán)境對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的影響。

與已有文獻相比，本文可能有以下貢獻：將中間品關(guān)稅減免、制度環(huán)境和企業(yè)創(chuàng)新納入到統(tǒng)一的分析框架中，首次考察了中間品關(guān)稅減免、制度環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新的影響，探索三者之間的關(guān)系，深化了已有文獻。采用大型微觀企業(yè)數(shù)據(jù)全面系統(tǒng)地考察了中間品關(guān)稅減免對中國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的影響，為貿(mào)易自由化對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新影響提供來自中國的經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

2001年加入世界貿(mào)易組織后，我國中間品大幅度削減。中間品關(guān)稅減免降低了企業(yè)進口中間產(chǎn)品的成本，意味著在其他條件不變的情況下，企業(yè)可以有更充足的資金購入中間品或生產(chǎn)線，比起高風險的自主創(chuàng)新，企業(yè)放棄創(chuàng)新選擇進口的可能性提高。其中最典型的案例為長虹電視。企業(yè)通過模仿和創(chuàng)新，在20世紀80年代初推出了多條新產(chǎn)品線。1986年日本電視制造商向中國市場傾銷新一代彩電生產(chǎn)線和關(guān)鍵部件，因為進口成本低，長虹停止了自己的研發(fā)，轉(zhuǎn)而購買日本產(chǎn)品和技術(shù)。此外，制造業(yè)企業(yè)因中間品關(guān)稅減免可以從國外獲得更多樣和更高質(zhì)量的中間品。企業(yè)會因關(guān)稅減免增加進口產(chǎn)品的種類，關(guān)稅每下降1個單位，增加0.5個單位的進口產(chǎn)品種類[27]。以印度為例，中間品關(guān)稅使得印度企業(yè)的中間品進口種類增加了近2/3，且進口產(chǎn)品的質(zhì)量、技術(shù)含量較之前也有明顯提高[2]。因此，隨著進口中間品種類和質(zhì)量的提高，企業(yè)自主創(chuàng)新的迫切性和動力下降。綜上分析，提出假設(shè)1。

假設(shè)1中間品關(guān)稅減免不利于提高企業(yè)創(chuàng)新。

隨著我國加入世界貿(mào)易組織以及改革開放的不斷深入，我國的制度環(huán)境也有了較大的提高。從樊綱等(2011)[28]編制的《中國市場化指數(shù)報告》中可以觀察到，我國的市場化總指數(shù)從2000年的4.278 4提高到2007年的7.496 5，增長了75.22%。制度環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新影響集中于企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)決策和創(chuàng)新產(chǎn)出能力。企業(yè)創(chuàng)新面臨高投入、長周期和高不確定性的風險。企業(yè)的創(chuàng)新決策受到資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和制度環(huán)境等影響，對于新興經(jīng)濟體而言，當企業(yè)需根據(jù)當?shù)卣哒{(diào)整創(chuàng)新戰(zhàn)略，制度環(huán)境變化對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)決策影響較其他經(jīng)濟行為變化影響更大[29]。在政府干預過多的制度環(huán)境中，可以通過非正式的社會關(guān)系獲得有利的市場地位，企業(yè)的創(chuàng)新活動將面臨極高的風險性，因此與創(chuàng)新相比，將有限的資源投入到加強與政府的關(guān)聯(lián)更有利于企業(yè)發(fā)展。若在以市場競爭為主的良好制度環(huán)境中，企業(yè)則更傾向于將有限的資源投入到產(chǎn)品創(chuàng)新上以獲得市場競爭力。此外，制度環(huán)境還對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出能力有影響，主要表現(xiàn)在創(chuàng)新投入-收益上[30]。良好的制度環(huán)境有利于提高資源配置效率，當創(chuàng)新的資源由行政分配而非市場機制來配置時，意味著企業(yè)將花費大量的時間和成本在政府公關(guān)上，創(chuàng)新投入成本將大幅度提高。企業(yè)創(chuàng)新收益還由創(chuàng)新行為的合法性和壟斷性決定，較高的合法性和壟斷性決定創(chuàng)新的收益能力和收益持久性。基于以上分析，提出假設(shè)2。

假設(shè)2制度環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新有影響，制度環(huán)境的改善有利于企業(yè)創(chuàng)新。

企業(yè)的生產(chǎn)和發(fā)展或多或少涉及到中間品的專用性問題，由于合約的不完全性可能會導致企業(yè)在再談判過程中面臨“敲竹杠”的問題，從而導致企業(yè)創(chuàng)新風險加大，研發(fā)動力不足，在中間品關(guān)稅減免的背景下，放棄自主創(chuàng)新而選擇進口。良好的制度環(huán)境可有效降低專用性風險，進而促進企業(yè)創(chuàng)新。合約是否有效執(zhí)行取決于地區(qū)的制度環(huán)境，因為合約糾紛的解決需要花費大量的時間、人力以及物力成本，制度環(huán)境越高的地區(qū)，糾紛解決所需要支付的成本就越少，因此地區(qū)制度環(huán)境越高的企業(yè)就更愿意與國外廠商簽訂專用性合約[31]。此外，專用性中間品通常為高度差異化的高技術(shù)產(chǎn)品，為與國外廠商簽署生產(chǎn)高技術(shù)的中間品合約，企業(yè)毋庸置疑將加大創(chuàng)新投入。綜上，得到假設(shè)3。

假設(shè)3地區(qū)制度環(huán)境改善弱化了中間品關(guān)稅減免對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。

三、計量模型、變量與數(shù)據(jù)

(一)計量模型

為了考察中間品關(guān)稅減免、制度環(huán)境對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的影響，基本的計量模型設(shè)定如下

RDijkt=β0+β1Tijt+β2Instkt+β3Tijt*Instkt+∑mδmXijkt，m+vi+vt+εijkt

(1)

其中，i、j、k、t分別表示企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和年份，εijkt表示隨機擾動項，vi、vt分別表示企業(yè)固定效應和年份固定效應，εijkt表示隨機擾動項，并且假設(shè)服從正態(tài)分布εijkt～N(0,σ2)。被解釋變量RDijkt表示t年k地區(qū)j行業(yè)的i企業(yè)的創(chuàng)新，使用企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)出密度來表示，即企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值與企業(yè)總產(chǎn)值的比值。Tijt表示t年j行業(yè)的進口中間品關(guān)稅減免，Instkt表示t年k地區(qū)制度環(huán)境，下文中將詳細介紹解釋變量測算方法。Tijt*Instkt為中間品關(guān)稅與我國地區(qū)制度環(huán)境的交叉項，可根據(jù)其正負號判斷中間品關(guān)稅與地方制度環(huán)境變動對我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的影響。

模型中Xijkt，m表示在中國情景下可能會影響企業(yè)創(chuàng)新活動第m個控制變量，具體包括：(1)企業(yè)出口國內(nèi)附加值率(Dv)，參考呂越等(2018)[32]做法，利用企業(yè)的進出口額和國內(nèi)銷售等數(shù)據(jù)來衡量。(2)企業(yè)全要素生產(chǎn)率(lntfp)，以2000年為基期，采用LP法計算全要素生產(chǎn)率的對數(shù)來衡量[33]。(3)企業(yè)資本密集度(klr),用固定資產(chǎn)凈值年平均余額與從業(yè)人員人數(shù)的比值的對數(shù)來衡量。內(nèi)部資金是企業(yè)創(chuàng)新投資的最主要融資渠道[34]，企業(yè)內(nèi)部資本密集度越高，企業(yè)的創(chuàng)新活動面臨的財務(wù)上的限制也就越少。(4)企業(yè)規(guī)模(size)，使用企業(yè)銷售額的對數(shù)值來衡量。企業(yè)銷售額越多，則意味著企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)進行創(chuàng)新活動的能力就越高。(5)考慮到企業(yè)產(chǎn)品進出口的國家集中度不同，我們還引進了企業(yè)出口目的國數(shù)量(exnum)和進口來源國數(shù)量(imnum)用于控制產(chǎn)品出口和進口國的分散程度對企業(yè)創(chuàng)新的影響。(6)企業(yè)經(jīng)營年限(lnage)，采用企業(yè)年齡的對數(shù)來衡量。企業(yè)經(jīng)營年限對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響比較復雜，進入市場年限越短的企業(yè)越有活力的同時也面臨著較強的市場競爭壓力，其創(chuàng)新動力也就越足，隨著經(jīng)營年限的增加，企業(yè)越發(fā)成熟，資金保障力提高，創(chuàng)新能力也會隨之提高。(7)出口強度(Ine)，采用企業(yè)出口額占總銷售額的比例衡量企業(yè)的出口強度。表1反映了本文主要變量的描述性統(tǒng)計。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

變量含義觀察值個數(shù)均值標準差RD企業(yè)創(chuàng)新210 7410.0560.201Ti中間品關(guān)稅稅率210 7410.1300.059Inst制度環(huán)境210 7418.7381.898Ti*Inst中間品關(guān)稅和制度環(huán)境的交叉項210 7411.0240.297Dv企業(yè)出口國內(nèi)附加值率210 7410.2760.396lntfp企業(yè)全要素生產(chǎn)率210 7413.7951.175klr企業(yè)資本密集度210 7413.6591.388size企業(yè)規(guī)模210 74110.6821.396exnum企業(yè)出口目的國的數(shù)量210 7416.4948.684imnum企業(yè)進口來源國的數(shù)量210 7413.4326.817lnage企業(yè)經(jīng)營年限210 7410.4970.421Ine出口強度210 7412.0660.710

(二)變量指標測度

1. 測度中間品關(guān)稅減免指標

中間品關(guān)稅稅率參考Ahsan(2013)[31]及盛斌和毛其淋(2015)[35]的做法，采用如下方法計算中間品關(guān)稅稅率

Tijt=∑w∈φjθwt·Towt

(2)

其中，j、w表示行業(yè),t表示年份，θwt是行業(yè)j中行業(yè)w的投入系數(shù)，用投入行業(yè)w的成本占行業(yè)j總投入成本的比重來衡量，計算公式為θwt=Inputwt/∑w∈φjInputwt,具體可以通過投入-產(chǎn)出表計算得到，OutputTariff最終品關(guān)稅稅率，其測度方法為

Tojt=∑q∈Ijnqt·Toqt/∑q∈Iqjnqt

(3)

其中，q表示HS6位碼產(chǎn)品，Ij表示行業(yè)j的產(chǎn)品集合，nqt表示第t年HS6位產(chǎn)品q的稅目數(shù)。Toqt表示第t年HS6位產(chǎn)品q的進口關(guān)稅稅率。

2. 測度制度環(huán)境指標

各省份的制度環(huán)境(Inst)借鑒張杰等(2010)[36]的做法，計算公式如下

Instkt=marketkt·(1-Disegkt)

(4)

其中，marketkt為t年k省份的市場化指數(shù)，數(shù)據(jù)來源于樊綱等(2011)[28]編制的《中國市場化化指數(shù)報告》，Disegkt為t年k省份的市場分割指數(shù)，采用價格指數(shù)法來衡量地區(qū)的市場分割程度[37]，通過《中國統(tǒng)計年鑒》商品零售價格分類指數(shù)計算得來[注]由于西藏和重慶的統(tǒng)計數(shù)據(jù)起始時間較晚，數(shù)據(jù)缺失嚴重，故未計算西藏和重慶兩省份的制度環(huán)境。。

(三)數(shù)據(jù)處理及說明

2001年我國加入WTO，承擔各項貿(mào)易自由化的開放責任與義務(wù)，2000—2007年為我國大幅度降低甚至取消各種進口關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘期間，與此同時制度環(huán)境也得到了較大的改善，故本文選擇2000—2007年作為研究區(qū)間。

本文研究主要使用了三組微觀數(shù)據(jù)：第一組是產(chǎn)品層面的關(guān)稅減免數(shù)據(jù)，從世界銀行WITS數(shù)據(jù)庫獲取中國2000年HS8位產(chǎn)品的進口關(guān)稅數(shù)據(jù)，從WTO數(shù)據(jù)庫獲取中國2001—2007年HS6位產(chǎn)品的進口關(guān)稅數(shù)據(jù)，借鑒盛斌和毛其淋(2015)[35]的方法對產(chǎn)品進口關(guān)稅稅率進行處理。首先，將2000年HS8位產(chǎn)品的進口關(guān)稅數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為HS6位產(chǎn)品的進口關(guān)稅數(shù)據(jù)。其次，由于各年的HS6位關(guān)稅數(shù)據(jù)的編碼版本不一致，根據(jù)聯(lián)合國統(tǒng)計司提供的轉(zhuǎn)換表將產(chǎn)品關(guān)稅的統(tǒng)計口徑統(tǒng)一為HS2002版本，再利用HS2002-ISIC(Rev3)轉(zhuǎn)換表和GB/T2002-ISIC(Rev3)轉(zhuǎn)換表進行整合，得到HS2002與GB/T2002之間的轉(zhuǎn)換關(guān)系。由于要測算中間品進口關(guān)稅，需要使用《中國投入產(chǎn)出表》的消耗系數(shù)，鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，采用2007年《中國投入產(chǎn)出表》，將GB/T2002與2007年《中國投入產(chǎn)出表》135個部門對應，計算出各部門的中間品關(guān)稅稅率。

第二組是企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)，來自國家統(tǒng)計局的工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，統(tǒng)計對象涵蓋了全部國有和規(guī)模以上(主營業(yè)務(wù)收人超過500萬元)非國有企業(yè)。第三組是中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫，由于兩套數(shù)據(jù)庫的企業(yè)編碼存在較大差異，故借鑒Upward等(2013)[38]方法對2000—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫進行合并。首先按照企業(yè)名稱和年份進行匹配，之后按照郵編和企業(yè)電話號碼后7位進行匹配，最后按照法人代表姓名和郵編進行匹配。此外，聶輝華和江艇等(2012)[39]指出工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫雖然具有樣本大、時間序列長、指標豐富的優(yōu)勢，但也存在著樣本匹配混亂、變量大小異常、測度誤差明顯和變量定義模糊等問題，因此借鑒謝千里等(2008)[40]的方法對數(shù)據(jù)進行處理，將滿足下列條件之一的樣本進行剔除：(1)不在營業(yè)狀態(tài)；(2)從業(yè)人數(shù)小于10人；(3)1949年之前成立；(4)工業(yè)增加值、中間投入額、應付工資總額、從業(yè)人員年平均人數(shù)、固定資產(chǎn)凈值年平均余額中任何一項存在缺漏值、零值或負值的企業(yè)樣本。此外，由于計算被解釋變量的數(shù)據(jù)在2004年缺失，本文實際樣本區(qū)間為2000—2003年和2005—2007年。為考察進口關(guān)稅減免對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的影響，僅選取在GB/T2002行業(yè)分類為C門類制造業(yè)的數(shù)據(jù)作為分析樣本，最終得到92 360家制造業(yè)企業(yè)的匹配數(shù)據(jù)。

四、實證結(jié)果與分析

(一)基準估計

表1報告了基本回歸結(jié)果，其中(1)列僅加入了中間品關(guān)稅減免、制度環(huán)境以及兩者的交叉項，結(jié)果顯示中間品關(guān)稅(Ti)的估計系數(shù)為0.268且在1%水平上顯著，表明中間品關(guān)稅增加與制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新存在正相關(guān)關(guān)系，中間品關(guān)稅減免與制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新存在負相關(guān)關(guān)系，即中間品關(guān)稅減免抑制了制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新；制度環(huán)境變量(Inst)的估計系數(shù)為正且顯著，說明制度環(huán)境改善有利于制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的提升，兩者的交叉項 (Ti*Inst)估計系數(shù)為-0.042 5且在1%水平上顯著，這意味制度環(huán)境的改善弱化了中間品關(guān)稅減免對企業(yè)創(chuàng)新的抑制效應。(2)—(5)列為逐步增加控制變量的估計結(jié)果，其系數(shù)符號未發(fā)生變化并且仍然顯著，說明中間品關(guān)稅減免、制度環(huán)境及兩者的交叉項與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系具有很好的穩(wěn)健性。制度環(huán)境的改善弱化了中間品關(guān)稅減免對企業(yè)創(chuàng)新的抑制效應，而這弱化作用有多大呢？舉例而言，若青海省(制度環(huán)境較差地區(qū))和廣東省(制度環(huán)境較好地區(qū))的制度環(huán)境相同，在其他條件不變的前提下，中間品關(guān)稅減免1個單位，其對創(chuàng)新的抵制效應將減弱0.369 9[注]計算方法：-0.045 9×(10.548 692-2.489 1136)，其中-0.045 9為Ti*Inst的估計系數(shù)，10.548 692為廣東省的制度環(huán)境指數(shù)的均值，2.489 113 6為青海省的制度環(huán)境指數(shù)的均值。，因此這種弱化作用不容忽視。

表2 基準估計結(jié)果

變量(1)(2)(3)(4)(5)Ti0.268 0***(0.059 1)0.281***(0.059 2)0.292 0***(0.059 2)0.294 0***(0.059 2)0.292 0***(0.059 2)Int0.013 8***(0.001 6)0.013 9***(0.001 6)0.014 1***(0.001 6)0.013 8***(0.001 6)0.013 8***(0.001 6)Ti*Inst-0.042 5***(0.008 1)-0.044 2***(0.008 1)-0.045 9***(0.008 1)-0.046 3***(0.008 1)-0.045 9***(0.008 1)Dv—0.006 7***(0.001 4)0.006 6***(0.001 4)0.005 1***(0.001 5)0.003 6**(0.001 5)lntfp—0.004 2***(0.000 6)0.003 0***?(0.000 8)0.003 1***(0.000 8)0.003 4***(0.000 8)klr——0.003 0***(0.000 7)0.002 9***(0.000 7)0.002 9***(0.000 7)size——0.003 6***(0.001 0)0.002 8***(0.001 1)0.002 4**(0.001 1)exnum———0.000 2***(7.11e-05)0.000 2**(7.12e-05)imnum———0.000 4***(7.97e-05)0.000 3***(7.97e-05)Ine————0.024 3***(0.001 9)lnage————-0.003 6**(0.001 5)企業(yè)固定效應是是是是是年份固定效應是是是是是Constant-0.040 0***(0.011 3)-0.057 7***(0.011 5)-0.102 0***(0.015 0)-0.094 4***(0.015 1)-0.096 5***(0.015 1)觀察值210 741210 741210 741210 741210 741R-squared0.0050.0060.0060.0060.008企業(yè)數(shù)量 92 36092 36092 36092 36092 360

注：***、**、*分別代表了1%、5%、10%的顯著水平，下同。

(二)企業(yè)出口狀態(tài)的異質(zhì)性分析

本文根據(jù)企業(yè)出口狀態(tài)將樣本劃分為出口企業(yè)與非出口企業(yè)，估計結(jié)果報告在表2列(1)和列(2)。中間品減免和制度環(huán)境對出口企業(yè)與非出口企業(yè)的創(chuàng)新存在顯著的差異，中間品減免和制度環(huán)境對出口企業(yè)創(chuàng)新具有顯著影響，而非進口企業(yè)創(chuàng)新對中間品關(guān)稅減免和制度環(huán)境不敏感，其可能的原因為出口企業(yè)比非出口企業(yè)面臨更激烈的市場競爭，其對中間品關(guān)稅的變動和制度環(huán)境的改善更為敏感。此外，考慮到我國制造業(yè)具有明顯的加工貿(mào)易的特征，在表2列(3)和列(4)中報告了加工貿(mào)易企業(yè)和一般貿(mào)易企業(yè)子樣本的估計分析結(jié)果，從中可以觀察到制度環(huán)境改善對加工貿(mào)易企業(yè)比一般貿(mào)易企業(yè)創(chuàng)新都具有顯著的促進作用且影響程度相似，中間關(guān)稅減免對加工貿(mào)易企業(yè)與一般貿(mào)易企業(yè)創(chuàng)新都具有顯著的抑制作用。中間品關(guān)稅下降1單位，加工貿(mào)易企業(yè)和一般貿(mào)易企業(yè)創(chuàng)新將分別減少0.243和0.343個單位，中間品關(guān)稅減免對一般貿(mào)易企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用更大。對此可能的解釋為加工貿(mào)易企業(yè)進口的原材料及零部件大都獲得了關(guān)稅減免，中間品關(guān)稅減免對其創(chuàng)新的影響有限，相比之下，一般貿(mào)易企業(yè)可以從中間品關(guān)稅減免中獲得更低成本的中間品，比起自主研發(fā)創(chuàng)新更傾向于進口，所以抑制作用相對明顯。

表3 考慮企業(yè)出口狀態(tài)差異特征的估計結(jié)果

變量(1)(2)(3)(4)出口企業(yè)非出口企業(yè)加工貿(mào)易一般貿(mào)易Ti0.314 0***(0.067 2)0.064 1(0.151 0)0.243 0***(0.089 9)0.343 0***(0.086 9)Int0.015 9***(0.001 8)-0.004 0(0.004 1)0.013 4***(0.002 5)0.012 9***(0.002 3)Ti*Inst-0.049 4***(0.009 1)0.001 2(0.022 2)-0.044 5***(0.012 9)-0.049 2***(0.011 5)控制變量是 是是是企業(yè)固定效應 是 是 是 是年份固定效應 是 是 是是Constant-0.091 7***(0.017 3)0.030 4(0.038 0)-0.106 0***(0.024 2)-0.084 3***(0.021 9)觀察值161 09949 642105 688105 053企業(yè)數(shù)量66 21936 04659 48544 398R-squared0.0080.0020.0060.009

(三)企業(yè)所有制的異質(zhì)性分析

我國正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中，不同所有制的制造業(yè)企業(yè)面對相同生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)境變化的敏感度會有所不同。借鑒Zhang(2012)[41]的做法，將中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)按照不同法人注冊比重劃分為國有企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)。其中，法人注冊資本中國有資本金和集體資本金占比超過50%為國有企業(yè)，法人資本金和個人資本金占比超過50%為民營企業(yè)，港澳臺資本金和外商資本金占比超過50%為外資企業(yè)。從表3可以觀察到中間品關(guān)稅減免和制度環(huán)境對不同所有制企業(yè)創(chuàng)新影響存在顯著的差異。中間品關(guān)稅減免抑制了國有企業(yè)和民營企業(yè)創(chuàng)新，而對外資企業(yè)創(chuàng)新無影響，對此可能的解釋為國有企業(yè)、民營企業(yè)與外資企業(yè)相比在獲取中間品的渠道以及中間品的議價能力上本來就不具有優(yōu)勢，因此可以從中間品關(guān)稅減免中獲得更多高技術(shù)中間品，導致創(chuàng)新動力下降，抑制了產(chǎn)品創(chuàng)新。改善制度環(huán)境促進了民營企業(yè)和外資企業(yè)創(chuàng)新，其中對國有企業(yè)創(chuàng)新作用不明顯，這是由于國有企業(yè)與政府的關(guān)聯(lián)更強，通過非市場競爭的方式獲得資源，但隨著制度環(huán)境的不斷改善，其原有優(yōu)勢減弱，故制度環(huán)境對國有企業(yè)創(chuàng)新作用不顯著。

表4 考慮企業(yè)所有制差異特征的估計結(jié)果

變量(1)(2)(3)國有企業(yè)民營企業(yè)外資企業(yè)Ti0.353 0*(0.211 0)0.621 0***(0.128 0)0.080 5(0.076 6)Int0.001 3(0.005 9)0.032 0***(0.003 4)0.004 2**(0.002 1)Ti*Inst-0.054 4*(0.032 9)-0.103 0***(0.017 1)-0.015 7(0.010 3)控制變量是是是企業(yè)固定效應是是是年份固定效應是是是Constant-0.069 7(0.060 0)-0.236***(0.031 1)-0.069 7(0.060 0)觀察值18 69489 729102 265企業(yè)數(shù)量10 77450 15541 164R-squared0.0060.0200.004

(四)企業(yè)規(guī)模的異質(zhì)性分析

本文根據(jù)企業(yè)規(guī)模的不同，將樣本劃分為大規(guī)模企業(yè)、中等規(guī)模企業(yè)以及小規(guī)模企業(yè)，估計結(jié)果分別報告在表4列(1)—(3)。中間品關(guān)稅減免對大規(guī)模企業(yè)和中等規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新具有顯著的抑制作用，而對小規(guī)模企業(yè)無影響，這可能是由于隨著規(guī)模的擴大，企業(yè)與國際市場的聯(lián)系更為密切，故中間品關(guān)稅減免對大規(guī)模企業(yè)較中等規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新抑制作用更明顯，而小規(guī)模企業(yè)處于較低的發(fā)展階段，與國際市場聯(lián)系相對較少，中間品關(guān)稅減免對其創(chuàng)新影響小。此外，隨著企業(yè)規(guī)模的擴大，制度環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用更為明顯，可能的解釋為企業(yè)的資金實力越強，越能利用好當?shù)氐姆龀终撸鰪妱?chuàng)新能力，提高產(chǎn)品質(zhì)量，從而在公平的市場競爭中獲利。

(五)穩(wěn)健性分析

為保障模型估計結(jié)果的科學性和可靠性，對上述主要估計結(jié)果從5個方面展開穩(wěn)健性分析：一是針對企業(yè)創(chuàng)新的穩(wěn)健性檢驗；二是剔除異常樣本；三是更改模型設(shè)定；四是替換制度環(huán)境的衡量指標；五是核心變量的內(nèi)生性問題處理。

1. 針對企業(yè)創(chuàng)新的穩(wěn)健性檢驗

在基準回歸中，采用了企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)出密集度來表示企業(yè)創(chuàng)新，為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文參考王雅琦和盧冰(2018)[42]的做法，采用研發(fā)支出強度和研發(fā)支出對數(shù)值作為衡量企業(yè)創(chuàng)新的指標。研發(fā)支出強度為企業(yè)研究開發(fā)費用與當年銷售額的比值。研發(fā)支出對數(shù)值為企業(yè)研究開發(fā)費用加1的對數(shù)值，由于企業(yè)研究開發(fā)費用存在值為0的情況，因此在計算研發(fā)支出對數(shù)值時將研究開發(fā)費用加1后再取對數(shù)。表5列(1)將企業(yè)研發(fā)支出強度作為被解釋變量，列(2)將研發(fā)支出對數(shù)值作為被解釋變量，得到的估計結(jié)果與基本回歸結(jié)果保持一致，說明基本結(jié)論穩(wěn)健。考慮到中間品關(guān)稅減免以及制度環(huán)境對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動的影響可能具有延續(xù)性和動態(tài)性的特征，將企業(yè)創(chuàng)新指標滯后1期作為被解釋變量重新進行回歸，表5列(3)將企業(yè)創(chuàng)新指標的滯后1期作為被解釋變量，得到的估計結(jié)果與基本回歸結(jié)果保持一致，說明基本結(jié)論穩(wěn)健，即中間品關(guān)稅減免對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用顯著，地區(qū)制度環(huán)境的改善促進了制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新且弱化了中間品關(guān)稅減免對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。

表5 考慮企業(yè)規(guī)模差異特征的估計結(jié)果

變量(1)(2)(3)大規(guī)模企業(yè)中等規(guī)模企業(yè)小規(guī)模企業(yè)Ti0.390 0***(0.111 0)0.321 0***(0.088 5)0.247 0(0.155 0)Int 0.020 2***(0.003 2)0.013 3***(0.002 4)0.008 5**(0.003 9)Ti*Inst-0.056 3***(0.015 5)-0.048 4***(0.011 9)-0.025 6(0.021 0)控制變量是是是企業(yè)固定效應是是是年份固定效應是是是Constant-0.144 0***(0.033 8)-0.089 5***(0.022 3)0.026 0(0.035 8)觀察值47 183108 47955 079企業(yè)數(shù)量19 33652 03534 104R-squared0.0160.0070.004

2. 剔除異常樣本

為了檢驗文中的回歸結(jié)果是否受到異常樣本的影響，將樣本分別按照企業(yè)創(chuàng)新、中間品關(guān)稅以及制度環(huán)境指標從高到低排列，并計算出三變量的5%和95%分位數(shù)值，然后剔除低于5%分位數(shù)值和高于95%分位數(shù)值的樣本，經(jīng)過處理，共得到162 209個觀測值，再對得到的樣本做回歸，結(jié)果報告在表5列(4)，得到的估計結(jié)果與基本回歸結(jié)果保持一致，說明基本結(jié)論穩(wěn)健。

3. 更改模型設(shè)定

本文還有可能存在的問題是樣本中新產(chǎn)品產(chǎn)出值存在為0情況，加之本文用線性回歸模型估計中間品關(guān)稅減免對企業(yè)創(chuàng)新的影響，這可能導致估計結(jié)果的偏差。為解決這一問題，刪除了樣本期間沒有新產(chǎn)品產(chǎn)出的樣本，僅選取有新產(chǎn)品產(chǎn)出的子樣本進行回歸分析，表6列(5)是刪除無新產(chǎn)品產(chǎn)出樣本的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)中間品關(guān)稅、制度環(huán)境以及兩者的交叉項的回歸結(jié)果的絕對值與基本回歸結(jié)果相比有所變化，但系數(shù)符號與顯著性水平?jīng)]有發(fā)生根本性的改變，說明對于有新產(chǎn)品產(chǎn)出企業(yè)的子樣本，得出的結(jié)論依然有效。

表6 穩(wěn)健性檢驗及核心變量的內(nèi)生性問題處理

變量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)Ti0.017 0**(0.007 0)2.661 0***(0.878 0)0.374 0***(0.111 0)0.293 0***(0.040 4)0.570 0**(0.274 0)0.497 0***(0.080 7)0.144 0***(0.045 4)0.199 0***(0.070 4)Int0.000 8***(0.000 2)0.172 0***(0.024 7)0.005 7*(0.003 1)0.010 1***(0.000 8)0.016 2**(0.007 5)0.014 1***(0.001 7)0.007 7***(0.001 1)0.005 3***(0.001 2)Ti*Inst-0.001 7*(0.001 0)-0.390 0***(0.113 0)-0.060 0***(0.014 5)-0.036 4***(0.005 0)-0.072 9*(0.039 0)-0.064 4***(0.009 7)-0.028 4***(0.006 9)-0.056 8***(0.008 9)控制變量是是是是是是是是企業(yè)固定效應是是是是是是是是年份固定效應是是是是是是是是Constant0.000 6*(0.001 8)-3.858 0***(0.221 0)-0.070 2**(0.029 6)-0.088 7***(0.007 4)0.322 0***(0.084 4)-0.117 0***(0.017 2)-0.051 4***(0.012 6)-0.136 0***(0.011 5)觀察值192 065192 06586 441162 20927 712210 741210 741210 741R-squared0.0030.0220.0060.0080.0080.0080.0070.032Number of 88 51088 51047 111758 86515 58992 36092 360

4. 替換制度環(huán)境的衡量指標

為了進一步考察估計變量的穩(wěn)健性，根據(jù)樊綱等(2011)[28]編制的《中國市場化化指數(shù)報告》選取產(chǎn)品市場發(fā)育、要素市場發(fā)育指數(shù)來替換制度環(huán)境。表6列(6)和列(7)報告了采用新的地區(qū)制度環(huán)境變量進行估計所得到的結(jié)果，從中可以看到，中間品關(guān)稅減免、制度環(huán)境及兩者的交叉項的估計系數(shù)符號與顯著性均與基本回歸結(jié)果一致，表明我們結(jié)論并不會因制度環(huán)境量度方法不同而改變。

5. 核心變量的內(nèi)生性問題處理

由于企業(yè)創(chuàng)新表現(xiàn)會對政府關(guān)稅減免政策制定產(chǎn)生反向因果關(guān)系，企業(yè)創(chuàng)新也能對地方制度環(huán)境產(chǎn)生逆向作用，企業(yè)創(chuàng)新與地方制度環(huán)境可能受地區(qū)的某些經(jīng)濟或政治因素的共同影響，從而導致核心變量產(chǎn)生內(nèi)生性問題。為了達到更穩(wěn)健的估計結(jié)果，采用系統(tǒng)GMM估計法來估計模型，以緩解內(nèi)生性問題。借鑒SanguInetti和Martincus(2009)[43]的做法，選取主要解釋變量中間品關(guān)稅減免和制度環(huán)境的滯后一期作為工具變量，然后用GMM估計得到表6列(8)的實證結(jié)果。估計結(jié)果表明，在控制變量的內(nèi)生性后，盡管核心解釋變量的估計系數(shù)的絕對值與基本回歸結(jié)果相比有所變化，但系數(shù)符號與顯著性水平?jīng)]有發(fā)生根本性的改變。因此，基本結(jié)論在控制了核心變量內(nèi)生性問題后依然顯著。

五、結(jié)論

目前已經(jīng)有一些文獻探討貿(mào)易自由化與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，但鮮有文獻在地區(qū)制度環(huán)境差異的背景下研究中間品關(guān)稅減免與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，本文利用企業(yè)層面微觀數(shù)據(jù)和進口關(guān)稅數(shù)據(jù)，首次全面地考察了中間品關(guān)稅減免、制度環(huán)境與制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系。歸納起來得到如下結(jié)論：中間品關(guān)稅減免抑制了企業(yè)創(chuàng)新，且對本土型企業(yè)、出口型企業(yè)和一般貿(mào)易型企業(yè)抑制作用較強，并隨著企業(yè)規(guī)模擴大，抑制作用更為顯著。制度環(huán)境改善促進了企業(yè)的創(chuàng)新，弱化了中間品關(guān)稅減免對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用，而且對非國有企業(yè)和出口型企業(yè)促進作用較強，且隨著企業(yè)規(guī)模擴大，促進作用更顯著。

本文的研究在一定程度上豐富了關(guān)稅與創(chuàng)新之間關(guān)聯(lián)的研究，在地區(qū)制度環(huán)境差異的背景下考察了中間品關(guān)稅減免對企業(yè)創(chuàng)新的影響。同時也有助于我們深化對我國制造業(yè)創(chuàng)新動力來源的認識，研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)制度環(huán)境是驅(qū)動制造業(yè)創(chuàng)新的重要動力，地區(qū)制度環(huán)境的改進不僅對企業(yè)創(chuàng)新提升有促進作用，而且還弱化了中間品關(guān)稅減免對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。因此，我國在推動“中國制造2025”與深化對外經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的同時，還要深化國內(nèi)市場化改革，進一步完善國內(nèi)制度環(huán)境，激勵和促進制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新，從而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級與經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。