上游产能能够缓解供给 冲击的影响吗？ ——金融危机视角的实证分析

王雅琦 邱亦霖 张 勋

一、引 言

改革开放以来，我国进口规模不断增加，根据海关统计数据，在2012 年到2017 年期间，中国进口对世界进口增长的平均贡献率达22.5%，其中中间产品进口占我国总进口的平均比重超过20%①数据来源于海关信息网站：http：//www.haiguan.info/NewData/DataCondition.aspx。。在理论研究中，中间品进口对企业有正负两方面的影响。一方面，大量文献指出，进口中间品投入促进企业产品质量升级和创新研发投入(Goldberg 等，2010；田巍和余淼杰，2014)，可以显著提升企业利润率和产品质量(余淼杰和智琨，2016；许家云等，2017)。另一方面，大量中间品进口也在部分程度上反映了我国国内中间品生产不能提供适应市场需求的有效供给，从而出现了中间品对外依赖的现象，这集中反映在我国的大量制造业关键零部件主要依靠进口而没有形成完整的产业链。在这种情况下，一旦供给端发生波动或冲击，我国相关产业的生产能力将可能遭受破坏，进而影响经济可持续和高质量发展，尤其是在我国已经充分融入全球贸易体系的情形之下。

本文首先关注供给冲击对国内生产企业产出规模(即产能)的影响。这一问题尽管直接，但由于全球产业链紧密联系的原因，在实证上通常难以识别因果效应。事实上，中国如此大的经济总量规模，使得中国国内企业的生产行为很容易影响国际市场，从而可能使得对供给冲击与产出规模(即产能)关系的研究面临反向因果问题。因此，需要找到一个来自于国外且独立于制造业产业链之外的冲击，以满足因果识别条件。在本文中，我们选取了2007 年到2008 年的全球性金融危机作为外生冲击，研究以金融危机所带来的供给冲击对国内生产企业产出规模的影响。众所周知，此次全球性金融危机始于美国次贷危机，满足来自于国外且独立于制造业产业链的条件。此外，已有研究指出，供给端中间品进口的确受到金融危机的重要影响(Bems 等，2010)。因此，选择金融危机前后作为窗口来研究供给冲击对国内产出规模的影响是合适的。遗憾的是，目前以金融危机为背景研究国内企业生产行为的文献停留在宏观层面或专注于需求冲击，这一方面不利于完整地评估金融危机的经济影响，另一方面也不利于从供给的角度识别我国国内产业链的短板，也就无法为供给侧结构性改革提供切实可行的政策建议。

在本文中，我们细致地研究了中间品进口对我国内销企业生产绩效的影响，并以金融危机为例，讨论了中间品负面供给冲击对我国生产企业产出规模造成的量化影响。本文主要使用2006 年到2009 年的工业企业数据库以及海关进出口数据库进行分析。考察对象为进口中间产品并只对国内进行销售且不从事出口的制造业企业，并将这一类企业定义为“纯内销企业”。本文重点考察纯内销企业，主要原因在于纯内销企业中间产品进口能够反映金融危机带来的负向中间产品供给冲击，纯内销企业不进行出口，因而排除了国外需求变动对企业产出的影响，从而更好地集中于分析金融危机的“负面供给”冲击影响。我们发现，当出现金融危机导致的严重负面供给冲击时，那些依赖中间进口品进行生产的企业生产规模可能会出现较大的压缩。我们的研究发现，金融危机前后，中间产品进口对于纯内销企业的影响呈现显著的差异性。以工具变量的回归结果为例，平均而言，在其他条件相同时，金融危机前后，企业进口中间产品增加10%，会带来纯内销企业总产出增长从4.6%下降为3.4%左右。中间产品进口对于企业总产出在金融危机前后的差异性影响反映了我国企业在面临外部要素供给冲击时可能出现的要素替代现象。另外，我们还研究了金融危机通过要素供给渠道对我国企业造成的影响。本文借助我国2007 年135 部门投入产出表，构建了纯内销企业上游行业产能指数以及上游专利指数，并纳入回归分析。研究发现，纯内销企业的上游产能系数与中间品进口存在互相替代的关系。金融危机发生后，中间品进口对我国企业的产出贡献度下降，而国内上游产能对于企业总产出的贡献度上升。通过探讨国内中间品对国外中间品的替代能力，分别从质和量两个维度研究了国内中间品供给能力对缓解外部负面要素供给冲击的作用。本文提出，提升国内中间品的供给能力是我国经济竞争力提升的关键。

本文的贡献主要有以下三个方面：第一，本文是从一个较新的角度，即供给冲击角度，补充了金融危机对制造业企业生产的影响的实证研究。现有关于金融危机对国内企业影响的研究，或停留在宏观层面，或专注在需求层面，大多研究负面需求冲击导致的出口转内销行为(戴觅和茅锐，2015)。以上文献还没有涉及由中间产品供给冲击带来的纯内销企业产出影响。第二，本文从上下游生产链视角，提供了进口溢出相关理论研究的新思路。本文通过构建上游产能指数及上游专利指数，考察了国内中间产品供应能力在多大程度上能够削弱负面供给冲击对国内企业总产出的影响，分析了金融危机后纯内销企业上游行业生产能力对于进口中间品的替代能力，补充了中间品进口溢出效应的理论研究思路。第三，本文的研究具有一定的政策意义，在理解中间品进口对于国内经济的促进作用的同时，指出国内供给端的生产能力是促进国内经济创新和竞争的关键。本文为更好地利用进口中间品来增强我国国内经济竞争力提供了可行的建议。 本文余下的安排：第二部分为文献综述，第三部分讨论本文的模型设定、关键变量度量和数据，第四部分识别了金融危机对于纯内销企业产出的外生影响，第五部分分析基准回归结果并进行稳健性的相关讨论，第六部分分析企业异质性带来的差异作用，第七部分考察了上下游生产链对于供给冲击的作用，第八部分为全文总结。

二、文献综述

我们的研究主要与两类文献相关，即中间品进口对制造业企业绩效的直接影响以及中间品进口通过上下游生产链间接传递给制造业企业带来的影响的文献。

在贸易自由化与企业出口产品质量方面的研究中，不少学者发现，关税降低带来的中间产品进口增加会降低进口品价格指数，从而降低整体的生产成本并进一步促进企业产品质量升级和创新研发投入(Goldberg 等，2010；田巍和余淼杰，2014)。部分学者进一步研究表明，中间产品进口增加对于企业利润率、产品质量有显著提升(余淼杰和智琨，2016；许家云等，2017)。在考察中间品进口对企业产品转换的影响方面，钱学峰和王备(2017)在Gopinath 等(2011)模型基础上，引入多要素投入与中间投入品要素密度差异假设，首次考察了企业进口中间投入品要素密度差异与进口产品转换对企业要素密度即要素禀赋结构的影响。

从中间产品贸易与上下游生产链关系的研究方面，Fieler 和 Harrison(2018)指出，关税降低带来的进口竞争增加能够通过上下游生产关联作用对上下游企业生产率起到促进作用。王永进和施炳展(2014)发现，上游行业垄断会导致中间品价格提高，由政府保护形成的垄断不利于产品质量提升，而行业本身高效率导致的垄断对于企业产品质量的影响则取决于下游行业的竞争程度。黎峰(2017)基于投入产出模型发现，进口贸易推动了嵌套于全球价值链的分工，但不利于基于内生能力的国内价值链分工。针对中间品供给冲击的影响，部分研究从全球产业链视角切入，发现由于出口量下跌带来的供给冲击会加剧国际贸易规模下跌，认为跨国生产带来的全球贸易产业链对于全球贸易规模下跌有重要的解释作用(Bems 等，2010；Levchenko 等，2011)。Bricongne 等(2012)研究了法国在金融危机期间的出口表现，发现出口贸易的变动主要来自于集约边际的调整并受到融资约束的显著影响。针对中间产品供给冲击的影响，王雅琦等(2018)对全球金融危机前后我国出口产品质量的变化及其影响因素进行了分析。他们的研究指出，金融危机后我国出口产品质量经历了较大程度的下降，其中一个重要原因是中间品进口规模下降带来的负面冲击。Carvalho 等(2016)考察了2011 年日本地震带来的供给冲击的影响，从上下游生产链测算，冲击导致日本经济总产值下降1.2%；同时，由于上下游生产链的关联，与地震区域企业非直接生产关联的企业同样受到影响。Boehm 等(2019)考察了由于日本地震给美国进口企业带来的供给冲击影响，发现美国依赖进口的企业的产出受到了巨大冲击，作者进一步估计了来自日本的进口品的替代弹性，发现进口投入与国内投入之间符合列昂惕夫生产关系。

以上文献尚未从金融危机带来的中间品供给冲击视角来分析金融危机对我国制造业企业的绩效影响，也没有进一步考察由此对国内产业链上下游行业的承接效应。因此，本文首先识别供给冲击影响下企业总产出的变动，进一步考察金融危机期间进口中间品对于企业总产出的差异性影响；然后，基于内销企业上下游生产链，本文考察纯内销企业上游生产能力如何影响供给冲击带来的纯内销企业的产出变化。

三、研究设计、关键变量与数据

（一）模型设定

本文的基准回归考察了中间产品进口依赖带来的负面影响。具体而言，本文以金融危机前后为考察期间来研究中间产品进口对企业生产在金融危机前后的差异化的影响。参考Goldberg 等(2010)实证设定，本文建立回归模型如下：

其中，f 和t 分别表示企业和相应年份。被解释变量lnOVf,t是企业f 在t 年的总产出，lnIMf,t－1是企业中间产品进口的投入滞后一期。滞后一期考虑了产出规模的动态影响。在实证分析中，这两个变量都进行取对数纠偏。为了衡量金融危机对中间产品投入和企业总产出关系的影响，我们还引入了时间虚拟变量Dt，该虚拟变量在2008 年到2009 年(金融危机时期)设定为1，在2006 年到2007 年(金融危机前)设定为0。根据这一设定，β1衡量了金融危机前中间产品进口投入对于企业生产的影响，β2则是在β1基础上衡量了金融危机期间中间产品进口对于企业生产的差异化影响。可以看出，金融危机期间中间产品进口对于企业总产出的总影响为β1＋β2。此外，Xf,t为模型的控制变量，包括企业规模和企业生产率。vf为企业固定效应，衡量了不随时间变动但随企业个体变化的个体效应；vt为时间固定效应，衡量了不随企业差异变动的年份效应；εft为随机扰动项，并假设其服从正态分布。

（二）数据说明

本文主要使用2006 年到2009 年的企业层面的数据进行实证分析，包括两套主要数据库：中国工业企业数据库以及海关进出口数据库。工业企业数据库包含了所有国有工业企业和销售额在500 万元以上的非国有工业企业的生产信息和财务信息。本文使用工业企业数据库提供的企业层面的2006 年到2009 年的生产数据，如总产出和就业人数等关键指标。选择2006 年到2009 年作为研究时间段主要出于两点考虑：首先，2006 年到2009 年涵盖了金融危机前后，符合本文的考察重点；其次，鉴于工业企业数据库2010 年数据缺失，为避免数据不连续的问题，最终选择了2006 年到2009 年的数据。 由于两套数据所用企业代码不一致，我们借鉴Yu(2015)的方法，根据企业名称以及相关地址、邮政编码信息与工业企业数据库进行匹配。考虑到本文主要考察对象为纯内销企业，因此剔除样本中一直出口的样本。同时，考虑到外需冲击的影响，出口企业在金融危机期间，可能存在“出口转内销”①根据戴觅和茅锐(2015)的研究，2008 年金融危机后，受到外需冲击的影响，出口企业转向国内市场，即“出口转内销”。行为，并不能很好地反映中间产品进口对于企业总产出的影响，因此在后文中将进一步将样本设定为所有年份都没有出口的企业。

（三）描述统计

如表1 所示，经过数据匹配之后，在2006 年到2009 年之间，平均而言，不具有出口行为的企业的总产值占中国规模以上工业企业总样本产值的57.3%；进一步考察其中进口企业样本，样本中保留下来的企业在2006 年到2009 年至少有一年进口，纯内销企业占比为55.3%，其中进口中间产品的企业个数为16824，共包含24469 个观测值，这些企业的总产出占纯内销进口企业总产出的89.9%。

表1 纯内销企业占比分析(单位：%)

表2 汇报了内销企业中间品进口额、总产出及其平均增长率。可以看出，2006 年到2008 年，纯内销企业中间品进口额呈上升趋势，但2008 年到2009 年中间品进口额大幅下降。对于总产出而言，2006 年到2008 年，纯内销企业总产出水平总体上升，2009 年经历大幅下降。

表2 内销企业中间品进口额、总产出及其平均增长率

（四）关键变量度量

本节接下来介绍本文变量及其度量方法。

1. 企业总产出(OV)

本文直接采用企业总产出值作为被解释变量，并取对数进行纠偏。企业总产出体现了进口企业对于国内市场的参与程度，是衡量企业生产能力的重要指标。

2. 中间产品进口额(IM)

中间产品进口额是本文的核心解释变量。本文对于中间产品的识别参考了国际贸易商品的主要最终用途或经济类别进行分类的方法(BEC)。按BEC 经济大类，中间产品的代码为“111、121、21、22、31、322、42、53”。根据2007 年联合国最新公布的BEC代码与HS6 位商品代码进行匹配，共匹配出中间产品3157 种。

3. 控制变量

本文的控制变量包括企业规模和企业生产率。对于企业规模，通常认为企业规模越大，应包含越多的劳动力人数，因此本文使用企业人数(取对数)来表示企业规模。对于企业生产率(TFP)，我们借鉴Olley 和Pakes(1996)的方法估算企业的生产率，同样取对数值处理。

表3 汇报了回归中样本的关键变量的描述统计。第一行是企业总产出(取对数)，企业总产出取对数值后年均值为11.73，中位数为11.57。第二行为企业中间产品进口额，年均值为14.42，中位数达到了14.55。第三行为企业生产率。第四行为企业进口中间产品的种类，平均而言，企业进口中间品超过43 种。第五行为企业进口的来源国，平均而言，企业进口来源国个数超过10 个。

表3 企业层面中间产品进口统计

四、金融危机对于纯内销企业影响

纯内销企业的进口中间品行为受到多种因素的影响，在进口中间品不完全替代的前提下，进口数量一方面取决于企业对于进口中间品的需求，另一方面也取决于进口中间品的供给。表4 统计了2006 年到2009 年我国进口中间品来源国的中间品总出口额变动情况，2006 年到2008 年来源国中间品总出口额经历了缓慢上升，2009 年中间品总出口额大幅下降，降幅超过了30%。在进口供给额大幅下降时，企业面临进口中间品来源不足的情况，则存在产出下降的可能。

表4 中间品出口国出口变动

为有效识别供给冲击对于企业产出的影响，本文首先通过倍差分析(Difference in Difference)研究金融危机对企业产出的影响。倍差分析可以很好地体现金融危机作为外生冲击对企业产出的影响，其对中间品供给的影响还需要进一步分析。根据倍差模型分析范式，具体而言，本文的倍差模型考察对象是纯内销企业的总产出(lnOV)，构建以下分析框架：

其中，lnOVf,t是企业f 在t 年的总产出，Treatf是企业层面的虚拟变量，根据企业是否遭到金融危机的供给冲击将企业分为控制组(Treatf＝0)和实验组(Treatf＝1)；Postt是金融危机的时间虚拟变量，根据本文的假设，我们将金融危机前设定为Postt＝0，金融危机爆发后设定为Postt＝1。金融危机的作用体现为：

其中估计值γ是主要关注的系数，表明金融危机对于企业产出影响程度。本文采用两种指标来划分企业控制组与实验组。第一种指标基于企业的进口强度，即企业中间品进口额占总产出比重。企业的中间品进口额占比越大，即更多地参与进出口贸易，在面临金融危机时，越容易受到供给冲击的影响。本文计算了2006 年至2007 年各企业中间品进口额与总产出的平均占比，将高于占比中位数的企业划分为实验组，低于中位数的企业划分为控制组。第二种指标根据进口来源国受危机影响程度进行划分，本文借鉴戴觅和茅锐(2015)的做法，将金融危机发生国定义为金融危机爆发后2008 年到2009 年平均出口额低于样本期内出口额中位数的国家，并将出口额中出口中国的部分进行剔除。将进口来源国为金融危机发生国的企业划分为实验组，进口来源国为非金融危机发生国的企业划分为控制组。本文使用两种指标分别进行式(3)的回归，回归结果如表5 所示，两种指标回归的结果中，系数γ显著为负，说明金融危机的冲击对纯内销企业产出产生了负向影响。

表5 金融危机与纯内销企业产出的倍差分析

五、回归结果分析

（一）初步回归

接下来，我们依据式(1)进行回归分析。表6 是基准回归结果。其中，第(1)列采用最小二乘法(OLS)进行估计，第(2)列和第(3)列采用固定效应模型进行估计。我们重点关注中间产品投入及其与金融危机虚拟变量的交互项系数的符号和显著性。

第(1)列的回归结果显示：首先，中间产品进口投入滞后一期与企业总产出显著正相关；其他条件不变，中间产品进口额上升10%，会带来总产出增长1.54%左右。其次，金融危机发生之后，中间产品进口对企业总产出的影响减弱，体现为交互项系数显著为负；中间产品进口增加10%，企业总产出增长1.52%(1.54%－0.02%)左右，降低了0.02%。

进一步，我们在第(2)列和第(3)列采用固定效应模型估计。其中，第(2)列在第(1)列的基础上加入了企业固定效应和时间固定效应。为了排除企业异质性的干扰，在第(3)列中，我们控制企业生产率指标，发现回归结果并没有发生太大变化。

金融危机发生时，国外的供给企业由于当地经济环境的变化，导致中间产品供给规模的大幅下降。理论上，由于进口中间品不完全替代性，基于投入-产出机制，会造成企业生产投入面临大幅下降，进一步导致生产产出面临大幅下降，即中间产品供给量的下降会造成进口中间产品的企业的进口中间品与总产出的正相关性程度降低。根据回归结果，我们观察到金融危机虚拟变量和中间产品投入的交互项系数显著为负，符合在进口中间品依赖的背景下进口供给下降带来的企业的进口中间品与总产出的正相关性程度降低的分析。

其他控制变量的回归结果也基本符合预期。企业规模的系数均在1%的水平显著为正且保持稳定，表示在其他条件不变的情况下，相对规模较大的纯内销企业有更高的总产出；企业生产率的系数同样在1%水平下显著为正，这也符合理论，即企业生产率越高，企业总产出值越高。

表6 基准回归结果

（二）工具变量回归

以上的回归可能面临内生性问题。回归方程式中的中间品进口额为内生变量。企业的进口决策很大一部分取决于企业自身面临的市场需求，可能存在反向因果关系，因此不能够仅通过相关关系推出因果逻辑。

为此，下文通过工具变量法来解决可能存在的内生性问题。本文借鉴许家云等(2017)的做法，使用的工具变量是企业层面的中间产品进口关税。使用中间产品进口关税作为企业中间品进口额的工具变量的逻辑是关税会影响到企业的中间品进口，且关税的变动又相对外生。据此，我们构造如下企业层面的中间产品关税进口指数：

其中，h 代表进口的HS6 位中间产品，H 是指企业f 在t 年所有进口中间产品的集合；Dutyh,t表示中间产品h 在t 年进口的关税税率，τf,t,aver表示企业f 在t 年进口中间产品h 的平均进口比例①为避免内生性问题，我们在回归中使用平均进口比例。。中间产品的进口关税数据来自于世界贸易组织(WTO)的关税数据库(Tariff Download Facility，TDF)。与中间品进口相对应，同样中间品进口关税指数采用滞后一期。

表7 报告了使用工具变量两阶段最小二乘法的回归结果。与表6 一致，第(1)列回归中控制了企业规模，第(2)列进一步控制了企业生产率。首先，我们考察一阶段的回归结果，报告在表7 的最底端。第一阶段回归结果显示，中间产品关税进口指数与企业的中间产品进口呈显著的负相关关系，表明当企业面临进口关税上升时，企业会显著减少其中间品进口量。经济显著性上，企业关税上涨10%将带来企业中间品进口量降低1.9%左右。此外，在所有的工具变量回归中，Kleibergen-Paap LM 统计量以及F 统计量均通过了检验，说明工具变量满足外生性条件。

表7 工具变量回归结果

接下来考察第二阶段的分析结果。第(1)列和第(2)列的回归结果表明，其他条件不变，中间产品进口与企业总产出具有显著的正相关性，中间产品进口(滞后一期)增长10%，企业总产出上涨7.3%左右；金融危机后，中间产品进口与企业总产出正相关性程度大幅降低(中间产品进口增长10%，企业产出增长1.6%左右)。进一步，工具变量的回归中关键变量的系数绝对值提高，说明中间产品的进口额滞后一期(对数)的内生性问题低估了在正常年份中间产品进口与企业产出之间的相关性，工具变量的使用在一定程度上修正了偏差。

为了验证以上结论的稳健性，我们构建另一个工具变量指标，即企业层面的供给指数。根据金融危机理论，贸易传导是金融危机影响一国实体经济的重要渠道。使用企业层面的供给指数作为工具变量，一方面，进口来源国中间产品的供应能力会影响到企业对于中间产品的进口，另一方面，在剔除对中国出口份额后，其具备了外生性的条件。对于供给水平的度量，本文利用企业进口中间产品以及进口来源国等信息。企业层面进口数据来源是海关数据库，进口来源国的出口信息来自BACI 数据库。本文借鉴Bricongne 等(2012)的方法构建供给冲击指标如下：

其中，每种中间进口产品h 和进口来源国c 构成“产品-进口来源国”组合信息，Sf,h,c,t是企业f 在t 年从c 国进口中间产品h 占总中间产品进口的份额。EXh,c,t表示在t 年c 国对除中国以外的国家出口的总额。可以理解为，EXh,c,t表示了c 国在t 年的供给能力。由此得到供给指数，即进口来源国的供给能力的加权。本文借鉴了Bricongne等(2012)的方法，将进口来源国对中国的出口份额进行了剔除，从而排除了潜在的内生性问题。其回归结果如表7 第(3)列所示。

从回归结果中可以看出，在正常年份，中间产品进口与企业总产出是显著正相关的，中间产品进口增长10%，企业总产出增长4.7%；金融危机后，中间产品进口与企业产出间仍呈现显著的正相关性，但程度有明显减弱(中间产品进口增长10%，企业总产出值增长1.3%)。进一步分析，关键解释变量的系数绝对值均大于基准回归结果，说明以供给指数作为工具变量在一定程度上修正了由于内生性问题带来的估计偏差。企业规模与企业生产率指标系数为正，且与基准回归相差较小，符合经济理论预期。

六、基于企业异质性的分析

上文中，我们发现在金融危机发生后，纯内销企业总产出对中间产品进口的依赖程度显著降低。那么，是否所有企业的依赖程度都会降低？不同企业的产出值对中间产品进口的依赖性是否存在不同？哪些性质决定了其金融危机中的表现？回答这些问题需要进一步从企业异质性角度来分析。根据新新贸易理论，异质性因素会影响企业行为，因此，当金融危机发生时，不同企业会因异质性特征受到不同程度的影响。下文将从企业所有制、企业所在行业要素禀赋属性、外资参与以及企业进口中间产品来源国方面进行异质性作用分析。

（一）企业所有制

考虑到进口中间产品企业的所有制不同，这可能会导致结果的异质性，本文首先考察企业所有制的异质性影响。

我国长期以来一直是以国有经济为主导的多种所有制经济共同发展的经济结构。一般认为，国有企业①本文中国有企业是指广义上的国有企业，包括国有企业、国有联营企业、国有与集体联营企业三种类型。具有一定的资源垄断优势，相对于其他所有制企业，国有企业融资约束程度较低。根据样本数据，本文将企业分为国有企业以及非国有企业两种类型，并设置企业所有制虚拟变量，进一步考察企业所有制对于生产的影响。

在针对企业所有制的分析中，本文设定企业所有制的虚拟变量(soes)，若企业类型为国有企业，则取值为1；若非国有企业，取值为0。基于虚拟变量的设定，回归时，本文出于外生性考虑而分别使用企业层面的中间产品进口关税指数(滞后一期)、企业所有制虚拟变量与中间品进口关税指数(滞后一期)交叉项作为中间品进口额(滞后一期)、企业所有制虚拟变量与中间品进口额(滞后一期)交叉项的工具变量，并使用2SLS 方法进行估计。由表9 第(1)列回归结果发现，在正常年份，中间产品进口与国有企业、非国有企业总产出都呈现显著的正相关性；金融危机发生后，中间产品进口投入与国有企业、非国有企业产出值仍呈现显著的正相关性，中间产品进口对于非国有企业总产出正相关性减弱更为明显。一个可能的解释是，在金融危机发生后，相对于其他所有制企业，国有企业可能有更广的外国要素供给网络，相对外国要素供给方的议价能力(bargain power)也更强，因此更能抵御外来冲击的影响。同时，国有企业在国内供应链更稳定，有更好的抵抗冲击的能力。

（二）企业要素禀赋

我们进一步根据企业所在行业的要素禀赋属性来分析外生冲击对于企业进口中间品投入与企业总产出关系。要素禀赋是影响产业发展的重要因素，也是制造业行业发展的最初动力，更影响着各产业制造业升级的路径。本文将样本中制造业行业按照要素密度划分为劳动密集型行业、资本密集型行业以及技术密集型行业，详见表8，回归结果见表9 第(2)列至第(4)列。

表8 不同要素密度的制造业行业划分

表9 回归结果发现，在正常年份，中间品进口投入对于劳动密集型、资本密集型以及技术密集型行业的企业产出呈现显著正相关性；在金融危机年份，中间品投入对技术密集型行业的企业产出呈现正向关系显著下降，劳动密集型企业与技术密集型企业的正向关系下降不显著。针对行业的要素结构进行的子样本回归的结果，我们进一步借助Permutation test 对核心解释变量的回归系数进行组间系数差异检验，具体结果如表9。分析发现，三个子样本的分类回归系数中，中间产品进口(滞后一期)在三个子样本回归系数之间的差异不显著，经验p 值未通过显著性检验，说明虽然中间产品进口(滞后一期)回归系数略有差异，但在正常年份，中间品进口对于企业产出的正相关程度大致相同；值得注意的是，时间虚拟变量×中间品进口滞后一期(对数)的系数，经验p 值均显著，可以解释为金融危机发生后，中间品进口对于企业总产出的正相关性的行业异质性明显。究其原因，技术密集型行业的产品成本中技术含量消耗占比较大，由于中间品不能被完全替代，在进口中间品供给冲击的背景下，依靠技术消耗的企业更容易受到负向冲击，表现为中间品进口与企业产出的正相关关系显著变化。

（三）企业外资参与

本文进一步考察外资参与的异质性影响。由于2007 年以后企业层面来自外商的实收资本数据不全，因而本文根据企业类型设置企业外资参与的虚拟变量，即若企业有外资参与，则虚拟变量取值为1，若企业无外资参与，则虚拟变量取值为0。回归时，本文基于虚拟变量的设定和对外生性的考虑，分别使用企业层面的中间产品进口关税指数(滞后一期)、外资参与虚拟变量与中间品进口关税指数(滞后一期)交叉项作为中间品进口额(滞后一期)、外资参与虚拟变量与中间品进口额(滞后一期)交叉项的工具变量，并使用2SLS 方法进行估计。分析表9 的第(5)列，我们发现，在正常年份，中间品进口对外资企业与非外资参与的企业产出正相关性相差不多，且显著性相同；发生危机后，中间品进口对于外资企业产出的正相关性的降低程度要低于非外资企业。其影响机制可能存在于两个方面：第一，外资参与会带给企业更广的国际网络关系，外资企业相较于本地企业对于进口中间品的供应的议价能力(bargain power)更强，因此更容易抵御外来冲击的影响；第二，外资企业受到更多税收优惠等政策扶持，这在很大程度上支持了外资企业的发展。结合以上两点分析，外资参与的企业在面临进口中间品供给冲击时，其进口中间品与企业产出的正相关性的变动程度明显低于没有外资参与的企业，即有外资参与的企业受到进口中间产品的冲击的影响更小。

（四）企业进口来源国

在金融危机发生时，一国是否受到金融危机的影响，直接反映在其进出口贸易量中。因此，我们预期当企业进口中间产品的来源国为金融危机发生国时，中间品供给冲击会更为显著，即中间品进口与企业产出正相关性差异更为显著。因此，本文借鉴戴觅和茅锐(2015)的做法，将金融危机发生国(Scountry)定义为金融危机爆发前后总出口额低于样本期内出口额中位数的国家。由此，本文得到以金融危机来源国与非金融危机来源国进行区分的两个子样本。

表10 的第(1)列和第(2)列的回归结果表明，在正常年份，从金融危机国以及非金融危机国进口中间产品与企业总产出值都表现为显著的正相关性，且估计系数差别不大，组间系数差别的经验p 值不显著；金融危机爆发后，从金融危机国进口的中间产品与企业总产出的正相关程度下降，而从非金融危机国进口中间产品对于企业总产出值无显著性差异性，经验p 值在5%水平上显著，说明回归系数显著差异。从微观层面，当金融危机发生时，更深入地参与国际贸易的企业也更加容易受到危机的影响。以上结果说明，金融危机发生时，金融危机国经济波动较大，并通过中间产品贸易渠道向其他国家传导。

此外，为了进一步考察中间产品来源国的异质性影响，本文根据进口中间产品来源国是否为经合组织国家(OECD)①经合组织共有38 个成员国：澳大利亚、奥地利、比利时、加拿大、智利、捷克、丹麦、爱沙尼亚、芬兰、法国、德国、希腊、匈牙利、冰岛、爱尔兰、以色列、意大利、日本、韩国、拉脱维亚、卢森堡、墨西哥、荷兰、新西兰、挪威、波兰、葡萄牙、斯洛伐克、斯洛文尼亚、西班牙、瑞典、瑞士、土耳其、英国、美国、立陶宛、哥伦比亚、哥斯达黎加。对考察样本进行划分，分样本回归的同时借助Permutation test 对核心解释变量的回归系数进行组间系数差异检验，结果报告在表10的第(3)列和第(4)列。可以看出，在正常年份，企业从OECD 国家进口中间产品与企业生产的正相关性系数更大(0.14＞0.13)，但经验p 值不显著，说明在正常年份，进口来源国作用与进口中间品对企业产出的正相关差异性影响较小；在金融危机发生后，中间品进口的组间系数差异显著，经验p 值在1%水平上显著，体现了进口来源国不同所呈现出来的异质性。

七、供给冲击与制造业上下游生产关联

上下游生产关系是国际贸易研究的重要切入点，随着中间品贸易规模的不断扩大，上下游产业链作为生产率溢出的重要渠道，促使进口竞争带来国内供给端研发投入增加，从而提高竞争力。由于中间产品的不完全替代属性，Fieler 和Harrison(2018)指出，关税降低带来的进口竞争增加，能够通过上下游生产关联作用对上下游生产企业生产率起到提升作用。

上文发现随着进口规模的扩大，当中间品供给出现负向冲击时，会显著影响中间品进口对纯内销企业产出的正向作用。进一步思考，基于上下游生产关系，面对进口中间品的供给冲击，国内供给端对纯内销企业有何影响？国内供给端能否起到国内供给“替代”进口的作用？下文将借助制造业投入产出表进行分析。

（一）制造业上游产能指数的构建

我们借鉴王永进和施炳展(2014)以及Fieler 和Harrison(2018)的做法，使用2007年135 部门的投入产出表构建制造业中间产品产能指数：

其中，i 表示企业所在的行业①行业代码为工业企业数据库中4 位国标经济行业代码，本文将其与投入产出表中行业代码进行匹配。，Inputi,j表示i 行业吸收了j 行业中间产品投入额，Inputi表示i 行业吸收的中间产品投入总额，wi,j为来自j 行业的中间产品投入占i 行业总投入的比重，即直接消耗系数。Sj,t表示j 行业t 年产能情况，即行业j 的总产值。 Si,t-upper表示i 行业吸收的上游行业产值的加权平均，与中间产品进口相对应，上游产能指数同样采用滞后一期。本文对Sj,t取对数进行纠偏。

（二）中间品进口供给冲击与制造业上下游生产链分析

接下来，在基准分析基础上，本文加入制造业上游产能指数，企业进口中间品滞后一期作为核心解释变量，借鉴Fieler 和Harrison(2018)，构建实证模型如下：

其中，β3、β4为关键交互项系数，中间品进口以及上游产能对于企业产出的作用是相互的，我们预期交互项系数将显著为负，即当中间品进口增加时，将导致上游产能对纯内销企业产出的正向边际效用减弱；相应，当上游产能增加时，中间品进口对于纯内销企业的正向边际作用减弱。

值得注意的是，使用制造业上游产能可能存在内生性问题。制造业上游产能代表了制造业上游的供给能力，传统经济学理论认为需求与供给之间存在相互作用，制造业下游销售额的增长有可能导致企业对上游中间品的需求增加，进一步促进上游产能提高，即存在反向因果的可能；同时，行业中存在“产能过剩”情况下，上游产能指数并不能够很好地反映上游行业产品竞争力的提升。

在构建制造业上游产能指数后，针对潜在的内生性问题，本文使用中间品进口关税指数作为中间品进口的工具变量进行式(7)的回归。进一步，本文借鉴王雅琦等(2018)的研究构建上游生产专利指数，使用上游行业层面专利指数作为上游产能指数的工具变量进行式(7)的回归。行业层面的专利成果很大程度上代表了行业层面竞争力提升以及产品质量提升，对于下游行业，上游行业的专利成果更体现了其可持续的供给能力。同样，借助2007 年的135 部门的投入产出表，构建上游行业专利指数：

其中，Pj,t是行业i 的上游行业(行业j)在t 年的有效专利数，wi,j是行业j 投入到行业i 的中间品额占行业i 吸收的总中间品额的比值，即直接投入系数，Pi,t-upper衡量了行业i 吸收中间品的上游行业j 的专利数加权值。

本文首先根据式(7)回归，使用中间品进口关税指数(滞后一期)作为中间品进口额(取对数)滞后一期的工具变量，回归结果为表11 第(1)列；进一步，在第(2)列、第(3)列使用上游专利指数(滞后一期)分别作为上游产能指数(滞后一期)的替代变量以及工具变量进行分析。

表11 基于上下游生产关系分析中间品进口冲击

续表11

表11 第(1)列回归结果中，中间品进口项回归结果与之前差异不大；从上游产能指数的回归系数看，正常年份，上游产能与企业总产出值呈现显著正相关关系。金融危机期间，上游产能指数与企业总产出的正相关关系增强。进一步分析核心解释变量上游产能指数与中间品进口的交叉项结果，我们发现，在正常年份，交叉项系数显著为负，当上游产能指数增加时，在其他变量不变的情况下，中间品进口对企业总产出的正向边际作用递减；金融危机期间，交叉项的系数同样显著为负，即金融危机后上游产能的增加会使得中间品进口对企业总产出的正向边际作用减弱。工具变量的回归结果显示，中间品关税指数与进口中间品存在显著负相关关系。此外，在所有的工具变量回归中，我们发现Kleibergen-Paap LM 统计量以及F 统计量均通过了检验，说明工具变量满足外生性条件。

第(2)列和第(3)列使用上游专利指数以消除上游产能指数带来的潜在的内生性影响。上游专利指数与中间品进口交叉项回归结果符合回归预期，即正常年份下上游专利成果与中间品进口对于企业总产出的边际作用相互递减，金融危机发生后两者之间的边际递减作用增强。进一步分析发现，正常年份下，上游行业专利指数与企业总产出呈显著正相关关系；在金融危机发生后，上游专利指数项的系数显著为正，说明上游专利指数与进口中间品的纯内销企业总产出正相关关系增强。第(3)列中，工具变量回归结果显示，上游产能指数与上游专利指数之间存在显著正相关关系，中间品关税指数与上游专利指数的识别通过了F 统计量检验。综合表11 的回归结果，在上游行业产能或者专利成果增加时，会削弱中间品进口对于纯内销企业产出的正向边际作用。上游行业的产能或者专利成果与纯内销企业的产出之间存在显著的正相关关系，并在金融危机发生后，其正向关系得到加强。

八、结 论

在经历了金融危机中进口的大幅波动后，我们应更加重视这一供给冲击带来的影响，以反思我国中间品自由化带来的溢出效应，并由此从上下游生产链角度考察中间品自由贸易冲击带来的影响，从而对产业结构升级提出建议。从中间品进口供给冲击的背景出发，本文使用了2006 年到2009 年的工业企业数据以及海关进出口数据，分析了金融危机前后中间产品进口对企业生产的差异化影响。我们发现：金融危机前后，中间产品进口对于纯内销企业的影响呈现显著的差异性，工具变量的回归结果显示，平均而言，金融危机前后，企业中间产品进口上升10%，所带来的纯内销企业总产出增长从4.6%下降为3.4%左右。造成这种正向作用减弱的主要原因是金融危机使得企业面临国外中间品的供给冲击，在中间品不完全替代的前提下，中间品供给减少会影响企业生产，表现为中间品贸易的正向溢出作用减弱。从上下游生产链的角度，本文进一步探究了纯内销企业上游行业生产能力的作用，将上游行业产能指数以及上游行业专利指数纳入实证分析，发现上游行业生产能力与中间品进口对企业总产出的边际作用相互递减，上游行业产能或者专利成果增加会削弱中间品进口对纯内销企业产出的正向边际作用。更重要的是，纯内销企业的上游行业生产能力与企业总产出的正相关关系在金融危机发生后显著增强，说明在金融危机发生后，上游行业的生产能力提升对企业总产出的正向促进作用加大。

本文的政策含义如下。考察中间品贸易的溢出效应是理解进口对国内经济具有促进作用的关键，更是有效利用中间品自由贸易带来的技术溢出作用和促进国内经济创新和竞争的关键。本文有效识别了中间品供给负向冲击对内销企业的作用；同时，基于上下游生产链，发现纯内销企业的上游行业生产能力的提升降低了中间品进口对企业总产出的边际作用，一定程度上削弱了因金融危机带来的中间品供给冲击的负向影响。根据本文的研究成果，纯内销企业上游行业生产能力提升十分重要，在进一步开放市场和促进国内企业的有效竞争与创新的同时，需要提升国内供给端的生产能力，实现高质量发展。