產(chǎn)品內(nèi)分工、要素成本與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新課件

產(chǎn)品內(nèi)分工、要素成本與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新：來自中國高技術(shù)企業(yè)的證據(jù)黃先海楊高舉浙江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院引言文獻(xiàn)回顧模型基本假定兩國均衡實證檢驗計量模型數(shù)據(jù)結(jié)果討論穩(wěn)健性檢驗總結(jié)性評論結(jié)構(gòu)安排引言問題的提出中國已成為世界第一大制造業(yè)生產(chǎn)和出口國，甚至在高技術(shù)產(chǎn)品領(lǐng)域也是如此（OECD

BTD，2019）。中國從巨額的貿(mào)易獲利很少，最典型的是廣受熱捧的蘋果公司產(chǎn)品，Iphone和Ipad在中國大陸生產(chǎn)，但中國只能獲得其中2%的勞動力投入和加工費(Kraemer,etal.，2019)。尋求產(chǎn)業(yè)鏈和價值鏈升級已迫在眉睫，但卻要落實到企業(yè)的創(chuàng)新中才能實現(xiàn)。引言問題的提出而企業(yè)的創(chuàng)新需要許多條件。有一種看法認(rèn)為，要素成本的上升，將倒逼企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，因為依賴低廉的要素成本的競爭優(yōu)勢終究要或正在消失。問題在于，這種倒逼型機(jī)制是否真的存在？已有研究尚未給出答案，有待進(jìn)一步探索。典型事實要素價格在快速上升，尤其是勞動者工資。但企業(yè)的研發(fā)投入和技術(shù)創(chuàng)新也在提升。引言圖1中國工業(yè)企業(yè)相關(guān)價格指數(shù)：1978-2019注：ARWI為職工平均實際工資指數(shù)，PPIR為工業(yè)生產(chǎn)者購進(jìn)價格指數(shù)，PPI為工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)，PDO為利潤總額／工業(yè)總產(chǎn)值(右軸)。價格指數(shù)均以1990年為基期。資料來源：作者根據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫相應(yīng)數(shù)據(jù)整理。引言

圖2中國大中型工業(yè)企業(yè)科技活動基本情況統(tǒng)計：2000-2019注：R&D為R&D經(jīng)費內(nèi)部支出(億元，1990不變價格)，Patents為有效發(fā)明專利數(shù)(百件)，R&D/MBR為R&D經(jīng)費內(nèi)部支出／主營業(yè)務(wù)收入(%，右軸)。資料來源：《中國科技統(tǒng)計年鑒2019》引言對于廣泛參與全球產(chǎn)品內(nèi)分工的中國企業(yè)而言，要素成本和創(chuàng)新是否存在相互關(guān)聯(lián)性？我們在Long,RiezmanandSoubeyran(2019)兩國三部門的產(chǎn)品內(nèi)分工框架中(LRS模型)，引入差異性工資、企業(yè)研發(fā)和有成本的技術(shù)貿(mào)易，分析要素成本上升對技術(shù)創(chuàng)新的倒逼型影響機(jī)制。以中國2019-2019年26630家高技術(shù)企業(yè)的非平衡面板數(shù)據(jù)，運用動態(tài)面板數(shù)據(jù)GMM方法對倒逼型機(jī)制進(jìn)行實證檢驗。文獻(xiàn)回顧只有少部分有研究注意到要素成本對企業(yè)創(chuàng)新的影響，如曹裕等（2009）、張杰等（2019），但對企業(yè)創(chuàng)新的研究很多，尤其是中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，如Subrahmanya(2019),Edwardsetal.(2019),Forsman(2019),Krameretal.(2019),etc.也有一些研究關(guān)注貿(mào)易和企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，如GrossmanandHelpman(1991),Onodera(2019),Esteve-PérezandRodríguez(2009),etc.新新貿(mào)易理論中自我選擇效應(yīng)和出口學(xué)習(xí)效應(yīng)，也可以看做是貿(mào)易和創(chuàng)新之間關(guān)系的體現(xiàn)（Melitz，2019；Falveyetal.，2019；Helpman，etal.，2019；Yeaple，2019）模型假定兩國D(發(fā)達(dá)國家)和

G(發(fā)展中國家)，兩種產(chǎn)品A(農(nóng)產(chǎn)品、計價品)和

I(工業(yè)品),以及生產(chǎn)工業(yè)品所需的技術(shù)服務(wù)T，兩種勞動力Ls(技術(shù)勞動力)和

Lu(非技術(shù)勞動力)及其工資Ws

和

Wu。,為單位農(nóng)產(chǎn)品A生產(chǎn)所需的非技術(shù)勞動力，是生產(chǎn)所需勞動力投入。工業(yè)品I

生產(chǎn)由連續(xù)的零部件

組合而成，的生產(chǎn)需要1單位的非技術(shù)勞動力和單位的技術(shù)

T.,是專業(yè)化技術(shù)服務(wù)，使用單位的技術(shù)勞動力生產(chǎn)，企業(yè)為了降低生產(chǎn)成本而進(jìn)行的技術(shù)研發(fā)投入為r，研發(fā)的產(chǎn)出函數(shù)為模型在對稱性假設(shè)條件下，零部件的價格為：其中P是專業(yè)技術(shù)服ti的價格。兩國均衡設(shè),,,,且技術(shù)T的貿(mào)易存在冰山運輸成本，

G國零部件價格為：這意味著兩國生產(chǎn)的零部件在某一點上價格相同:可解得：模型即

專業(yè)化分工點,G

將在非技術(shù)勞動力密集型的生產(chǎn)階段有比較優(yōu)勢，而D國在技術(shù)勞動力密集型的生產(chǎn)階段有比較優(yōu)勢。設(shè)兩國的勞動者即為消費者，用反向求解法可得到均衡時兩國企業(yè)的利潤為：模型其中R為研發(fā)投入，通過利潤最大化一階，可得：

且有，即對于發(fā)展中國家的企業(yè)而言，勞動力成本的上升，將迫使他們進(jìn)行技術(shù)研發(fā)和創(chuàng)新。由此，我們得出以下命題：在兩國產(chǎn)品內(nèi)分工的均衡條件下，勞動力要素成本的上升，將迫使企業(yè)增加研發(fā)投入進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，以降低生產(chǎn)成本、維持或提高分工地位和利潤，亦即要素成本對企業(yè)創(chuàng)新的倒逼型機(jī)制成立。

實證檢驗

計量模型在模型分析的基礎(chǔ)上，我們有如下兩個計量模型:其中R&D

是研發(fā)投入,New

新產(chǎn)品,Cost代表要素成本，

Profit為企業(yè)利潤，Market

市場競爭結(jié)構(gòu),t-1表示滯后一期（要素成本和其他變量主要影響下一期的研發(fā)投入和產(chǎn)出）,X

是其他控制變量。設(shè)立兩個計量模型的原因在于，技術(shù)創(chuàng)新有投入和產(chǎn)出兩個維度，而且這兩個維度會因企業(yè)類型而異。

實證檢驗

變量R&D

以研發(fā)投入與總產(chǎn)值之比衡量New新產(chǎn)品產(chǎn)值與總產(chǎn)值之比衡量Cost分別用平均工資和中間投入占增加值的比例衡量Profits

以主營業(yè)務(wù)成本利潤率衡量Market以改進(jìn)的赫芬達(dá)爾—赫希曼(MHHI)指數(shù)衡量，即行業(yè)中其余企業(yè)的市場份額的平方和，該指數(shù)越大，企業(yè)面臨的競爭越激烈:

實證檢驗

其他控制變量包括：產(chǎn)品內(nèi)分工參與度(IPS)，以出口占總產(chǎn)出的比例衡量企業(yè)規(guī)模(Scale)，根據(jù)國家統(tǒng)計局的標(biāo)準(zhǔn)，將從業(yè)人員數(shù)大于2000人、銷售額在3億元以上，以及資產(chǎn)總額大于4億元的作為大企業(yè)，將其值取1，其余取0企業(yè)性質(zhì)(Stateown)，對國有企業(yè)取1，其余取0

以及Cost、Profits

、Market等變量的當(dāng)期值

實證檢驗

數(shù)據(jù)

采用高技術(shù)企業(yè)層面的數(shù)據(jù)對倒逼型機(jī)制進(jìn)行實證檢驗根據(jù)Hummlesetal.(2019)對產(chǎn)品內(nèi)分工模式的研究，高技術(shù)產(chǎn)品更可能采用產(chǎn)品內(nèi)分工方式進(jìn)行國際協(xié)作生產(chǎn)，因為標(biāo)準(zhǔn)化程度高。中國高技術(shù)產(chǎn)品出口的世界市場份額較高，且出口傾向和參與產(chǎn)品內(nèi)分工的比例都很高（加工貿(mào)易）。OECD的數(shù)據(jù)顯示，中國高技術(shù)產(chǎn)品出口在2019年超越美國居世界第一。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)對技術(shù)研發(fā)和創(chuàng)新的依賴程度很高。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)自身的高投入和高風(fēng)險的特征，決定了其發(fā)展主要依靠研發(fā)和創(chuàng)新來推動。

實證檢驗

數(shù)據(jù)采用國家統(tǒng)計局對規(guī)模以上企業(yè)的年度調(diào)查數(shù)據(jù)根據(jù)國家統(tǒng)計局頒布的“高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計資料整理公布格式”中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)來篩選高技術(shù)企業(yè)。剔除的樣本：重要財務(wù)指標(biāo)有遺漏、為零或為負(fù)的等，以及研發(fā)投入或新產(chǎn)品產(chǎn)值記錄為負(fù)或一直為零的。最終得到26630個企業(yè)的2019-2019年的非平衡面板數(shù)據(jù)。在STATA12.0中采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)的GMM法進(jìn)行估計，包括總體數(shù)據(jù)、分企業(yè)類型、分企業(yè)所在地以及細(xì)分行業(yè)的估計。

實證檢驗

表1高技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入和新產(chǎn)品產(chǎn)出企業(yè)數(shù)(個)產(chǎn)值占比(%)出口傾向(%)R&D企業(yè)占比(%)平均R&D強(qiáng)度(%)新產(chǎn)品企業(yè)占比(%)新產(chǎn)品產(chǎn)值占比(%)總體5035110057.028.91.920.350.6國企25794.917.750.32.937.750.0集體16272.22.220.87.817.319.8民企2056010.115.227.73.119.947.2外企762742.875.419.51.112.863.1港澳臺563012.671.516.71.38.857.2合資687321.154.333.81.522.466.5東部3742682.960.528.42.210.162.0中部588612.044.429.20.822.755.4西部70405.142.031.11.520.645.7M1195510.510.534.61.621.729.3AS3921.813.356.41.543.159.4EC2436251.259.123.42.417.463.6CO368330.977.329.01.017.871.7MM99605.628.234.22.725.349.1

EmpiricalTest

結(jié)果討論總體來看，在逐步控制了企業(yè)的規(guī)模、企業(yè)類型及產(chǎn)品內(nèi)分工參與度，以及當(dāng)期的利潤、要素成本和市場競爭等因素后，要素成本的上升對高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新投入(R&D)的彈性顯著為負(fù)，而兩者對創(chuàng)新產(chǎn)出(New)的彈性則顯著為正。這是一個令人意外的結(jié)果，幾乎和前文理論模型的預(yù)期相悖。然而仔細(xì)分析我們發(fā)現(xiàn)，在中國的外資及合資高技術(shù)企業(yè)產(chǎn)值占了總體的60%以上，其研發(fā)投入強(qiáng)度遠(yuǎn)低于內(nèi)資的國有和民營企業(yè)，而新產(chǎn)品占比卻又異常高，這可能是導(dǎo)致這一結(jié)果的原因所在。

EmpiricalTest

表2總體數(shù)據(jù)估計結(jié)果VariablesLn(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(Costt-1)-0.005*(0.001)0.006(0.007)-0.034*(0.00900.139*(0.023)-0.033*(0.008)0.232*(0.083)Ln(Waget-1)-0.004*(0.000)0.010*(0.001)-0.044*(0.009)0.135*(0.025)-0.020**(0.008)0.349**(0.1350Ln(Profitt-1)0.014*(0.000)0.027*(0.001)0.068*(0.021)0.282*(0.039)0.281*(0.071)0.314*(0.093)Ln(Markett-1)0.002*(0.000)0.011*(0.001)0.009*(0.001)0.022**(0.009)-0.002(0.001)0.070*(0.025)Ln(R&Dt-1)0.278*(0.003)0.163*(0.041)0.356*(0.044)Ln(Newt-1)0.621*(0.008)0.599*(0.021)0.779*(0.085)Ln(IPS)-0.329***(0.105)-1.219*(0.227)--1.629(0.480)Scale-0.186(0.140)---Stateown-0.366(0.351)--Obs266302663026630266302663026630

實證檢驗

我們進(jìn)而對不同類型企業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分組估計，以分析倒逼型機(jī)制在不同類型企業(yè)中作用的差異。對于外資企業(yè)而言，勞均工資(Wage)和中間投入(Cost)的上升，都會對其創(chuàng)新投入(R&D)產(chǎn)生負(fù)的顯著影響，而對創(chuàng)新產(chǎn)出(New)的作用顯著為正。對比表2和表3中的第6和第7列可發(fā)現(xiàn)，兩組數(shù)據(jù)的估計結(jié)果比較相似，要素成本上升都刺激企業(yè)增加新產(chǎn)品的產(chǎn)出比例，但卻會抑制企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的提高，即要素成本對外資企業(yè)研發(fā)投入和產(chǎn)出的作用，與總體數(shù)據(jù)中基本一致，合資企業(yè)中也有類似的表現(xiàn)，但不顯著。

EmpiricalTest

表3分企業(yè)類型估計結(jié)果Variables國有民營外資合資Ln(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(Costt-1)0.047(0.033)0.006(0.047)0.006*(0.002)0.001(0.011)-0.012*(0.001)0.024***(0.014)-0.114(0.286)0.030(0.022)Ln(Waget-1)0.006***(0.003)0.040*(0.011)0.005*(0.000)0.013**(0.001)-0.003*(0.000)0.003***(0.002)-1.176(1.540)0.009(0.002)Ln(Profitt-1)0.009**(0.004)0.053*(0.010)0.021*(0.001)0.032*(0.003)0.001(0.002)-0.024*(0.004)-0.358(0.460)0.028(0.006)Ln(Markett-1)0.008*(0.002)0.023*(0.007)0.002*(0.000)0.006*(0.001)-0.002*(0.000)0.010*(0.001)-0.200(0.286)0.008(0.001)Ln(R&Dt-1)0.782*(0.047)0.239*(0.005)0.371*(0.009)0.199(0.553)Ln(Newt-1)0.976*(0.075)0.655*(0.014)0.431*(0.022)0.489(0.026)Ln(IPS)-1.375(1.278)----0.999(0.652)-1.279***(0.688)--scale------0.430(1.662)-Obs11851185969496943764376419071907

實證檢驗

分企業(yè)所在地的估計結(jié)果來看，東部地區(qū)的要素成本上升對企業(yè)創(chuàng)新投入作用顯著為負(fù)，中部地區(qū)也為負(fù)但不顯著，西部地區(qū)為正但顯著性水平偏低。同時，除了中部地區(qū)要素成本對創(chuàng)新產(chǎn)出的彈性系數(shù)為負(fù)且不顯著外，在東部和西部地區(qū)的數(shù)據(jù)中則都為正，且東部地區(qū)數(shù)據(jù)中顯著性水平更高。原因在于，在中國不同地區(qū)中企業(yè)類型的分布有很大的差異：東部地區(qū)非內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)值占比達(dá)到了80%，中部地區(qū)為68%，西部則僅為35%。因而東部地區(qū)數(shù)據(jù)組的估計結(jié)果很大程度上代表了非內(nèi)資企業(yè)的表現(xiàn)，與外資企業(yè)以及總體數(shù)據(jù)的估計結(jié)果相似。

EmpiricalTest

表4分企業(yè)所在地區(qū)估計結(jié)果VariablesEastMiddleWestLn(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(R&D)Ln(New)Ln(Costt-1)-0.054*(0.012)0.141*(0.051)-0.025(0.026)-0.049(0.033)0.007***(0.004)0.067***(0.039)Ln(Waget-1)-0.016*(0.004)0.311**(0.121)-0.051(0.035)-0.018(0.049)0.015**(0.007)0.018(0.015)Ln(Profitt-1)-0.001(0.003)-0.212*(0.054)0.058*(0.016)0.099*(0.035)-0.037*(0.009)-0.126(0.083)Ln(Markett-1)-0.008*(0.002)0.027**(0.012)-0.023***(0.013)-0.007(0.018)-0.0001(0.001)0.025*(0.007)Ln(R&Dt-1)0.170*(0.021)0.369*(0.087)0.185*(0.029)Ln(Newt-1)0.767*(0.075)0.341*(0.059)0.502*(0.011)Ln(IPS)-0.208*(0.038)-1.259*(0.320)-0.431*(0.146)-0.468***(0.257)--Scale------Stateown----0.063(0.055)-Obs19697196973035303538793879

實證檢驗

穩(wěn)健性檢驗我們進(jìn)而以高技術(shù)細(xì)分行業(yè)數(shù)據(jù)組進(jìn)行估計，結(jié)果也顯示外資企業(yè)產(chǎn)值占比較高的行業(yè)中，倒逼型機(jī)制不成立。相反，內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)值占比較高的行業(yè)中則基本為正，盡管顯著性水平各異。此外，將以上估計中所用數(shù)據(jù)區(qū)分出口企業(yè)和非出口企業(yè)樣本分別進(jìn)行估計：剔除非出口企業(yè)樣本后，在總體數(shù)據(jù)、外資企業(yè)、與外商合資企業(yè)、東部地區(qū)以及EC和CO等數(shù)據(jù)組的估計結(jié)果中顯著性增強(qiáng)。在分別剔除R&D、New、Cost、Wage等關(guān)鍵變量最大和最小的5%和10%的樣本，再根據(jù)數(shù)據(jù)分組分別進(jìn)行估計，結(jié)果顯示與原估計結(jié)果無明顯差異。

總結(jié)性評論

在LRS模型基礎(chǔ)上，本文區(qū)分了不同勞動力及其工資的差異性，并引入技術(shù)貿(mào)易成本和企業(yè)的研發(fā)行為，分