進口中間品對異質性企業產品創新的影響

蔣銀娟

（武漢大學 經濟與管理學院，湖北 武漢 430072）

一、文獻綜述

多年來，人們一直在研究國際貿易如何促進經濟增長的機制。進口貿易是國際貿易中重要的技術擴散渠道。發展中國家通過進口來自發達國家的中間品和零部件，獲得技術溢出從而促進經濟增長。關于貿易對經濟增長影響途徑的相關研究主要分為兩類。一類是從比較靜態貿易利得的角度分析，認為通過市場競爭加劇使產業內資源重新配置，或者企業內資源重配置提升企業生產率（Melitz，2003；Bernerd，2004）。另一類就新貿易增長理論中涉及的動態貿易利得，認為國際貿易中知識溢出給企業創新帶來正外部性從而促進經濟增長（Helpman，1991；Romer，1990）。在生產全球化的背景下，中間品貿易成為進出口貿易的重要組要部分。進口中間品成為發展中國家獲取技術溢出的重要方式。

關于中間品貿易研究大多也是從比較靜態貿易利得的角度，考察中間品進口對提升企業生產率的作用（Amiti，2007；Muendle，2004；Kasahara，2008；Halpern，2009；陳勇兵，2012）。中間品進口對企業產品創新能力的研究較少，Murat Seker（2011）從理論上構建了多產品異質性企業模型，分析進口中間品對企業新產品種類創新的作用，利用隨機動態模型框架分析了中間品進口導致技術溢出從而提高企業創新能力。吸收進口中間品內含有的知識技術可以降低企業創新活動的邊際成本，從而增加企業創新出新產品的利潤和提高企業技術水平。另外，關于中國以及其他發展中國家的經驗研究都證實了進口更多中間品種類的企業能開發出更多的產品種類（楊曉云，2013；Goldberg，2010）。

企業技術研發時面臨著自主研發創新還是引進技術的選擇，自主研發創新具有大量不確定性和需要更多的投入，發展中國家的企業通常是通過進口中間品的方式引進技術，增強企業的創新能力。企業創新除了體現為產品質量的提升，更多體現為新的產品種類和產品款式。以新產品來衡量企業的創新活動，部分企業創新出新產品的頻率較高，每年都能創新出新產品種類，而部分企業創新出新產品的頻率更低。那么對于本身創新活力較高的企業進口中間品后是否可以提升其產品種類創新能力？這一領域少有文獻研究涉及。事實上，根據企業創新活力的不同程度，分別考慮進口中間品對不同類型企業產品種類創新的作用，方便理解中間品進口和技術溢出對不同類型企業的差異作用。楊曉云（2010）驗證了進口中間品能促進企業新產品創新，但是本身創新活力較強的企業是否還能從進口中間品中吸收溢出技術，比那些沒有進口中間品的企業擁有更高的產品創新能力，本文試圖從這方面進行展開研究。

考慮到通常用最小二乘法回歸分析中間品進口對企業產品創新能力的提高時，容易存在內生性問題。進口中間品可以提高企業產品創新能力，產品創新能力更強的企業有可能傾向更多的進口中間品。雙向因果的存在使得估計系數有偏誤，本文的將使用傾向得分匹配法（PSM）來對其因果關系進行更加深入研究。傾向得分匹配法的優點在于可以控制住影響企業產品創新的其他差異因素，集中關注進口中間品是否可以提高企業的新產品創新能力。

本文考察了不同產品創新活力的企業，進口中間品對其產品創新能力的影響。本文的結構如下：第二部分介紹了實證模型設定和數據處理說明；第三部分介紹了實證分析部分，分別考察了持續多年均有新產品產出的產品創新活力較強的企業和只年度有新產品產出的產品創新活力較低的企業。第四部分介紹了本文的結論。

二、模型設定、數據處理說明

本文數據來自1999—2003年的工業企業數據庫和海關數據庫，采取新產品產值作為企業產品創新能力的衡量指標，并且，除以工業總產值來消除企業規模的影響。盡管企業研發投入或者技術水平也可以用來衡量企業產品創新能力。但是，新產品產值是反映企業產品創新能力更直接的指標，而且還反映了企業的量產能力。由于工業企業數據庫中有相當多的企業新產品產值為零值，本文將新產品產值為正值的企業視為產品創新活力較強的企業。根據企業產品創新活力強度不同，本文將分別考慮持續多年均有新產品產出的企業和年度有新產品產出的企業。

（一）持續多年均有新產品產出企業樣本的處理過程

傾向得分匹配法的分析原理是將企業分為兩組，其一，樣本期內持續進口中間品的企業作為處理組。其二，樣本期內沒有進口中間品的企業作為對照組?？刂平M和對照組都是在樣本期內持續存在的企業。為了避免同時性偏差，控制變量選取其滯后一期的值。而且，我們不僅可以考察企業在開始進口中間品當年對新產品創新的產出效應，也可以觀察往后s期一直進口中間品的持續效應。

具體數據篩選步驟如下：首先，在工業企業數據庫中，本文選取2000—2003年持續每年都有新產品產值的那些企業作為企業樣本。這持續的四年內每年都有新產品產值的企業有2 398家。

然后，與海關數據庫進口企業進行匹配。從這2 398家企業中，選取2000—2003年內持續未進口中間品的企業作為對照組。選取2001年、2002年、2003年新進口企業作為處理組1、處理組2、處理組3。具體如表1所示。本文中定義的新進口企業是在t-1期沒有進口中間品，但是在t期進口了中間品，并且在隨后的s期都持續進口。我們將考察企業在t期開始進入進口中間品的狀態后，進口和非進口企業的在新產品產出上的差別。這樣我們就可以觀察到，開始從國外進口中間品，拓寬了企業中間品的技術可獲得范圍后，是否明顯的提高了企業的產品創新。例如，處理組1和對照組進行傾向得分匹配，就可以得到2001年新進口企業和一直未進口企業在2001年、2002年、2003年的處理效應。

（二）年度有新產品產出的企業樣本的處理

首先，從工業企業數據庫中，分別將2000年、2001年、2002年、2003年度中新產品產值為正值的企業挑選出來。與上一年度企業進行比對，刪去那些當年新成立的企業。于是得到上個年度已經存在并且在本年創新獲得新產品產值的企業。每年大約7 000～8 000家企業有新產品產值。

表1 處理組和對照組篩選結果

然后，海關數據庫的進口中間品的企業進行匹配，分別得到2000—2003年度進口中間品企業作為處理組和未進口中間品企業作為對照組。其中處理組每年大約有1 500左右家企業。

（三）傾向得分匹配法模型設定

根據 Heckman（1997）以及 Smith和 Todd（2005）的處理，處理組企業在t期進入進口中間品的狀態，在第t+s（s=0，1，2，…）期進口中間品的行為對其新產品產出的影響為ATT。具體如下公式：

ATTt+s=E（E（I1t+s|imt=1，p（X））-E（I0t+s|imt=1，p（X）））

其中，I1t+s表示企業在t期開始持續進口中間品后，在t+s期的新產品產出水平，I0t+s分別表示企業在t期沒有進口中間品，在t+s期的新產品產出水平。而imt=1表示進口中間品企業，即處理組企業，而imt=0表示沒有進口中間品企業，即對照組企業。P（X）表示企業進口中間品的概率，通過logit概率模型求得，X表示其他影響進口和企業新產品產出的因素。E（I1t+s|imt=1，p（X））表示處理組企業進口中間品時在t+s期平均的產品創新能力，這是可以觀察到的，而E（I0t+s|imt=1，p（X））則表示處理組企業假如沒有進口中間產品在t+s期平均創新能力，這個是反事實，不可以被觀察到，可以采用對照組企業平均創新能力 E（I0t+s|imt+s=0，p（X））來替代。采用這樣的替代，必須是滿足兩個假設條件：（1）imt⊥I1t+s、I0t+s|X，也就條件獨立假設，將同時影響進口和新產品產出的因素X控制住后，進口與新產品產出水平是獨立的。（2）P（imt=1|X）∈（0.1），也就是共同支持假設，就是保證在控制住其他因素X后，每個組群中同時有沒有進口的企業和進口的企業，保證處理組都有相應的控制組來與之匹配。由于控制變量往往太少，會影響匹配質量，控制變量太多，成功匹配就很難。根據Rosenbaum和Rubin（1983）提出的方法，如果多個控制變量是平衡的，則其logit或者probit概率也是平衡的。于是，本文也將采用該方法進行匹配。

我們將是否進口作為狀態變量、新產品創新能力作為目標變量，選取勞動生產率、員工平均工資、員工人數、勞動密集度，另外還選取了虛擬變量出口狀態、是否為外資企業、是否為國有企業、是否為中高等技術制造行業等眾多變量作為控制變量。為了更準確的反映傾向得分的影響因素，還添加了交互性?？紤]到存在同時性偏差，本文的控制變量都選取滯后一期。本文選擇勞動生產率作為企業的生產率。員工平均工資將其作為企業員工技術水平的一個代理變量，一般來說，員工技術水平越高，可以預期到企業新產品產值越高。另外，企業員工數用來衡量企業規模。是否出口以及企業類型、行業類型①根據國民經濟行業分類，中等技術行業編號為26、28、29、30、31。高等技術行業編號為19、20、23、32、33行業。也是影響企業是否進口和企業新產品產值的因素。因而選取這些變量作為控制變量。變量的定義和度量具體如表2所示。

表2 變量的定義和度量

（四）描述性統計

首先，表3介紹了持續多年有新產品產出的企業樣本中，對照組企業和處理組企業的描述性統計結果。由于本文中有多個處理組，為了節省篇幅，此處只介紹處理組1和對照組在2000年的匹配變量的描述性統計結果。

表3 處理組1和對照組在2000年的描述性統計結果

從表3可以看到，處理組1的新產品產值的均值低于對照組，這就是說明在每年都有新產品產值出現的這些企業中，進口中間品企業的新產品產值的均值是低于非進口中間品的企業。這個現象和以往的文獻有所不同。之所以出現這樣的不同，是因為本文選取的樣本的范圍是那些每年都有新產品產值的企業，也就是企業產品持續創新活力最強的那部分企業，而以往文獻關于中間品和企業創新的樣本范圍通常選取的全部的工業企業樣本。從表3中可以看到，在產品持續創新活力最強的這部分企業中，非進口中間品企業的新產品產值的均值高于進口中間品企業的新產品產值均值。進口中間品的企業會更大的概率也參與出口，有更高的勞動生產率、更高的平均工資，更大的規模，其中三資企業比例更高，更高的資本密集度。相比而言，非進口中間品的企業的勞動密集度更高，其中，國有企業的比例更高。

其次，關于年度有新產品產出的樣本企業，表4介紹了2000年處理組和對照組的描述性統計結果。

從表4可以看到，在分年度的企業樣本中，處理組和對照組在相關變量2000年的均值和方差上的差異。進口中間品企業有更大的概率會出口，更高的平均工資，更大的企業規模，更高的資本密集度，其中，外資企業比例更高。中高技術制造產業企業在處理組和對照組的均值都差不多。

表4 分年度估計處理組和對照組在2000年的描述性統計結果

三、實證分析

傾向得分匹配法的步驟，首先進行得分匹配，匹配后進行平衡性檢驗，判斷匹配是否符合要求。

依據Smith和Todd（2005）的做法，我們通過計算匹配后進口中間品企業與非進口中間品企業基于各匹配變量的標準偏差進行匹配平衡性檢驗。我們以匹配變量企業勞動生產率為例對此進行說明。處理組和對照組基于企業勞動生產率的標準偏差為：

標準偏差越小，匹配效果越好。對于標準偏差值大到何種程度可認為匹配效果不好從而導致傾向評分匹配估計無效，目前尚無統一標準。因此，我們沿用Rosenbaun和Rubin（1985）的做法，認為當匹配變量的標準偏差絕對值大于20時可認為匹配效果不好，傾向評分匹配估計并非可靠估計。

（一）持續多年均有新產品產出企業中處理組和對照組的平衡性檢驗和處理結果估計

采用上述的方法，需要分別檢驗處理組1、處理組2、處理組3等匹配后處理組是否通過了平衡性檢驗。為了省略篇幅，本文只匯報了處理組3（2003年新進口企業）和對照組的匹配平衡結果，具體如表5所示。

表5 匹配平衡性檢驗結果

從表5可以看到，由于P值比較大，并且標準誤差的絕對值也在20以內。說明匹配效果較好。在匹配后，處理組和對照組在是否出口、平均工資、勞動生產率、是否國有、企業員工數、是否外資、勞動密集度、是否為中高等技術制造行業等控制變量上不存在明顯的差異。

在匹配平衡性檢驗通過后，進一步利用估計kernel傾向得分匹配結果，具體如表6所示。

表6 kernel傾向得分匹配處理效應估計結果

從表6可以看出，處理組在各個年份的處理效應估計結果并不顯著。處理組1，即從2001年開始進口中間品，并且往后年度都一直進口中間品的企業，在進口當年的處理效應估計值非常小，而且也不顯著。2001年的新進口企業在2001年、2002—2003年的處理效應為負值，并且在10%水平上也不顯著。處理組2，即從2002年開始進口中間品，并在隨后的樣本期內都一直進口的企業。在2002年和2003年出現處理效應為正值，但是在10%水平上也不顯著。處理組3，即從2003年開始進口中間品的企業，其當年的處理效應為負值，但是t值比較小，結果不顯著。

綜述所述，初步得出的結果為進口中間品的企業在進口當年和往后年度的處理效果非常小，并且結果不顯著。這樣的結果與以往的研究結果明顯相左?？赡苁且驗?，在這些持續每年都有新產品產值的進口企業中，高技術行業企業較多，他們本身的自主研發技術水平比較高，對于進口國外的中間品而帶來的內含技術的敏感程度不高。在開始進口的第一年，擴寬了中間投入品的技術可使用范圍，對企業產品創新有一些正向的影響，但是在隨后的年份中，這份影響會隨之弱化，和沒有進口中間品的企業技術上比較沒有明顯優勢。并非只要進口中間品就會促進企業產品創新，只有更高質量的中間品才能對企業帶來顯著積極作用。Muendle（2004）認為使用外國的中間品對生產率提升作用有限，只有高質量的中間品才會提升企業生產率。也從另一方面說明，進口中間品并不是一定就對企業有積極正向作用。沈能（2012）從省級層面證實了，進口貿易技術溢出在我國存在顯著的技術勢差的雙門檻效應。在技術勢差較小的情形下，進口貿易技術溢出并不十分明顯。

（二）年度有新產品產出企業樣本的平衡性檢驗和處理結果估計

分年度進行考慮，進口中間品對企業產品創新的影響?？刂谱兞恳琅f選取原來表2的那些變量。為了避免同時性誤差，控制變量依舊進行滯后一期。本文希望通過分年度進行匹配，考察進口中間品對當年的新產品創新的影響。

依舊按照傾向得分匹配法的步驟，首先傾向匹配，檢驗其控制變量的平衡性。各控制變量其標準誤差絕對值都小于20，并且P值比較大，通過了平衡性檢驗。為了省略篇幅，此處不再匯報控制變量的平衡性檢驗結果。表7介紹了分年度的處理效應估計結果。

表7 年度有新產品產出的處理組和對照組ATT結果

從表7可以看到，每年處理組均值都高于對照組均值大于0.03～0.05個單位。2000年處理組和對照組在新產品產值上存在差距，且在5%水平上顯著成立；其他年份的處理組合對照組也在新產品產值上存在差距，且在1%水平上顯著成立。從分年度的結果上，進口中間品的在當年促進企業的新產品產值。這表明，當年進口中間品會促進企業的產品創新，跟以往的實證文獻結果一樣（楊曉云，2013；Goldberg，2010）。

由此可知，年度有新產品產出的企業進口中間品顯著的促進了企業產品創新能力。而對于持續多年都有新產品產出的那部分企業，進口中間品對其的影響作用并不明顯。這是由于年度有新產品產出的企業，本身產品創新活力較強，它們在進口當年對企業產品創新是有正向作用。持續多年都有新產品產出的企業，其產品創新活力更強，這些企業本身自主研發實力更強，那么進口中間品對企業產品創新的作用就弱化甚至消失了。另外，持續有產品創新的這些企業中，進口中間品的企業有較大比例是資本密度高、自身技術水平較高的企業。這一類企業中，進口中間品對其新產品產值作用往往有限，敏感程度不高，中間品的質量和東道國企業的技術勢差高低也起到很大的決定作用?？傊?，產品創新活力越強的企業，進口中間品對其產品創新能力的影響程度是不顯著的。產品創新活力稍弱的企業，進口中間品對其產品創新能力有顯著的促進作用。這說明技術溢出勢差的存在，本身企業技術水平較低那么吸收學習能力有限，不能從進口中間品中獲得技術溢出；本身企業的技術水平較高，企業內的自主研發技術的實力較強，對于中間品進口帶來的技術溢出的獲益程度不明顯。

四、結論和啟示

本文通過使用傾向得分匹配法對不同類型企業分析進口中間品對企業產品創新能力的影響。通過分別對持續多年有新產品產出的企業和年度有新產品產出的企業進行分析，發現年度進口中間品對企業的新產品創新有顯著的正向作用；而對于持續多年有新產品產出的企業，沒有發現進口中間品會顯著地促進企業的新產品創新。由于持續每年都有新產品產值的企業正是創新活躍非常高的企業，那些企業本身就是資本密集度高、技術創新活力很強的企業，是否進口中間品對其新產品研發的作用是不顯著的。這說明企業從國際貿易獲得技術溢出是需要存在一定技術勢差的。企業自主創新越強，進口中間品包含的技術對企業影響越少，而技術水平中等的企業，正處于技術模仿階段，進口中間品對其會有較大影響。因此，本文的結論啟示為：

1.發展中國家的企業通過從發達國家進口中間品在一定條件下會促進企業自身產品創新能力的提高。在進口中間品的質量明顯優于國內的中間投入品，且進口國與出口國企業之間存在合適的技術差距時，國內企業的技術實力和吸收學習能力偏低時，無法充分利用中間品中內含的技術。國內企業的技術實力和中間品出口企業的技術實力相當時，國內企業進口更多是在利用進口中間品的價格成本優勢，技術吸收和學習改進空間較小，因此無法達到顯著的促進企業自身產品創新實力。

2.通過進口中間品來引進技術在企業創立初期是有效的途徑。而然，本文的結論也發現，企業希望研發出新產品進一步拓展市場，增加市場份額。持續大量進口中間品并不能有效的促進企業產品創新能力。這說明企業研發創新的持久動力在于企業的自主研發創新。進口發達國家的中間品，不斷的引進或者吸收學習對方的技術，只是沿襲落后、引進、再落后、再引進這類的循環陳舊路徑，在發達國家的企業后面“亦步亦趨”。因而，企業需要充分重視自主研發技術活動，使之成為企業產品創新的根本驅動力。

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